GIỚI THIỆU
Lý do chọn đề tài
Kết quả gần 30 năm đổi mới của Đảng và Nhà nước đã mang lại nhiều thành tựu cho Việt Nam trong phát triển kinh tế và nâng cao mức sống Chính sách đổi mới đã giúp nền kinh tế Việt Nam hội nhập sâu rộng vào nền kinh tế toàn cầu, mang lại nhiều lợi ích rõ rệt Tuy nhiên, cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu năm 2008 đã ảnh hưởng đến nền kinh tế Việt Nam, đặt ra mục tiêu phục hồi và tăng trưởng kinh tế Việc xác định các yếu tố tác động đến tăng trưởng, đặc biệt là tỷ giá hối đoái, là rất cần thiết, vì nó ảnh hưởng đến giá cả hàng hóa nội địa so với hàng hóa quốc tế Trong bối cảnh mở cửa thương mại hiện nay, tỷ giá hối đoái trở thành công cụ quan trọng để điều tiết quan hệ kinh tế quốc tế và tác động đến khả năng cạnh tranh của hàng hóa sản xuất trong nước Do đó, câu hỏi đặt ra là tỷ giá hối đoái có tác động đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam hay không, và nếu có, thì nó tác động như thế nào?
Trên toàn cầu, nhiều nghiên cứu đã chỉ ra tác động của tỷ giá hối đoái thực đến tăng trưởng kinh tế, nhưng các nghiên cứu thực nghiệm vẫn còn thiếu tính nhất quán Tại Việt Nam, số lượng nghiên cứu thực nghiệm về ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực đến tăng trưởng kinh tế vẫn rất hạn chế Vì vậy, bài nghiên cứu này sẽ tập trung vào việc phân tích tác động của tỷ giá hối đoái thực đến tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam.
Nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam sẽ cung cấp bằng chứng về tác động của tỷ giá hối đoái đối với tăng trưởng kinh tế, đồng thời xác định chiều hướng của sự tác động này.
Mục tiêu nghiên cứu
Bài nghiên cứu này nhằm mục tiêu phân tích tác động của tỷ giá hối đoái thực đến tăng trưởng kinh tế và xu hướng của sự tác động đó Hai câu hỏi nghiên cứu được đặt ra là: (1) Liệu tỷ giá hối đoái thực có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam không? (2) Nếu có, tỷ giá hối đoái thực tác động đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam như thế nào?
Bài nghiên cứu sử dụng mô hình VECM để phân tích dữ liệu không dừng và đồng liên kết, nhằm trả lời các câu hỏi nghiên cứu Lợi thế của mô hình VECM là cung cấp thông tin về tác động của tỷ giá trong ngắn hạn và dài hạn, cùng với các hàm phản ứng Để giải quyết hiện tượng nội sinh, nghiên cứu cũng áp dụng kỹ thuật ước lượng Generalized Method of Moments (GMM) cho mô hình tăng trưởng kinh tế, đại diện bởi biến GDP bình quân đầu người.
Nghiên cứu này tập trung vào việc phân tích ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực đối với sự tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam, sử dụng dữ liệu theo quý từ năm 2000 đến 2013.
Phương pháp thu thập số liệu sử dụng dữ liệu thứ cấp từ các nguồn uy tín như Quỹ Tiền tệ Thế giới, Ngân hàng Phát triển Châu Á và Tổng cục Thống kê.
1.4 Bố cục của bài nghiên cứu
Nội dung của bài nghiên cứu bao gồm:
Chương 2: Tổng quan lý thuyết
Chương 3: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Chương 4: Kết quả nghiên cứu
TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VỀ TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ
Tỷ giá hối đoái thực và các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực
Tỷ giá phản ánh mức giá tương đối giữa đồng nội tệ và ngoại tệ, đóng vai trò quan trọng trong thương mại quốc tế Khi một quốc gia tham gia giao dịch với các nước khác, một chỉ số chung về giá trị đồng tiền được tính toán dựa trên tỷ giá song phương và mức độ thương mại với nước chủ nhà Tỷ giá thực danh nghĩa được xác định dựa trên tỷ lệ giữa đồng nội tệ và các ngoại tệ, với trọng số là tỷ trọng thương mại hoặc thanh toán quốc tế của quốc gia đó Tỷ giá thực được tính từ NEER và điều chỉnh để loại bỏ ảnh hưởng của lạm phát.
- n là số lượng các đối tác thương mại chính của Việt Nam,
- e jt là tỷ giá danh nghĩa của đồng tiền nước j so với VND tại thời điểm t (tính theo chỉ số).
- Pt là chỉ số giá hàng hóa trong nước,
- Pjt là chỉ số giá hàng ở nước j
Tỷ trọng của đồng tiền nước j tại thời điểm t, ký hiệu là Wjt, phản ánh tỷ lệ thương mại của nước j trong tổng kim ngạch thương mại của Việt Nam với các quốc gia được lựa chọn.
Chỉ số REER rất quan trọng trong việc phân tích chính sách và tình hình kinh tế vĩ mô của một quốc gia Khi REER giảm, điều này cho thấy nội tệ đang tăng giá, và ngược lại Nếu REER < 1, nội tệ mạnh lên so với thời điểm gốc, dẫn đến hàng hóa nội địa mất tính cạnh tranh Ngược lại, khi REER > 1, nội tệ yếu đi so với thời điểm gốc, giúp tăng cường tính cạnh tranh cho hàng hóa nội địa.
Các nhân tố tác động lên tỷ giá hối đoái thực, bao gồm:
Tỷ lệ thương mại của hàng hóa thể hiện mối quan hệ giữa giá xuất khẩu và nhập khẩu của một quốc gia, được tính bằng tỷ lệ giữa chỉ số giá hàng hóa và dịch vụ xuất khẩu với chỉ số giá hàng hóa và dịch vụ nhập khẩu Tỷ lệ thương mại là chỉ số quan trọng để đánh giá sự thay đổi trong môi trường kinh tế quốc tế Theo nghiên cứu của Edwards, sự thay đổi tỷ lệ mậu dịch có thể gây ra hiệu ứng thu nhập và hiệu ứng thay thế, ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực một cách không rõ ràng Hiệu ứng thu nhập dự báo rằng khi tỷ lệ mậu dịch cải thiện, thu nhập từ xuất khẩu tăng, dẫn đến nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch tăng và đồng tiền tệ được đánh giá cao hơn Ngược lại, hiệu ứng thay thế cho rằng tỷ lệ mậu dịch cải thiện làm cho hàng nhập khẩu rẻ hơn, thay thế một phần nhu cầu hàng hóa phi mậu dịch, dẫn đến giá hàng hóa phi mậu dịch giảm và đồng nội tệ mất giá Tùy thuộc vào tác động của hai hiệu ứng này, tỷ giá hối đoái thực có thể giảm hoặc tăng khi tỷ lệ thương mại tăng Đối với các quốc gia sản xuất hàng hóa, hiệu ứng thu nhập thường vượt trội hơn hiệu ứng thay thế, do hàng hóa xuất khẩu và nhập khẩu khác biệt, khiến người tiêu dùng khó thay thế hàng hóa trong rổ tiêu dùng Do đó, khi tỷ lệ thương mại tăng, tỷ giá hối đoái thực thường giảm.
- Độ mở cửa thương mại
Mở cửa thương mại là cách xác định mức độ hội nhập của một nền kinh tế vào thương mại toàn cầu và những lợi ích từ việc này, như tăng trưởng thu nhập (Squalli, Wilson 2006) Độ mở cửa thương mại là chỉ số quan trọng để đánh giá chính sách thương mại của một quốc gia; chính sách càng tự do hóa, độ mở cửa thương mại càng cao.
Mở cửa thương mại có thể tác động đến tỷ giá một cách không chắc chắn, do sự thay đổi thuế và hạn ngạch có thể làm giảm giá hàng hóa trong nước, dẫn đến hiệu ứng thu nhập và thay thế Hiệu ứng thay thế kích thích nhu cầu nhập khẩu, làm tăng giá hàng hóa mậu dịch, dẫn đến suy giảm cán cân thương mại và giảm tỷ giá hối đoái thực Tuy nhiên, hiệu ứng thu nhập đối với hàng phi mậu dịch lại phụ thuộc vào xu hướng tiêu dùng trong nước; nếu thu nhập tăng và chi cho hàng phi mậu dịch, tỷ giá thực có thể bị định giá cao Connolly và Devereux (1995) cho rằng hiệu ứng thay thế chi phối hiệu ứng thu nhập trong trường hợp này, nên việc tăng độ mở cửa thương mại qua giảm thuế hoặc tăng hạn ngạch có thể dẫn đến giảm tỷ giá hối đoái do cán cân thương mại xấu đi Ngược lại, nếu độ mở nền kinh tế tăng qua giảm thuế xuất khẩu, như lập luận của Connolly và Devereux, có thể có những tác động khác đến tỷ giá.
Vào năm 1995, hiệu ứng thu nhập và thay thế có xu hướng tăng cường cùng với xuất khẩu, dẫn đến cải thiện cán cân thương mại và làm tăng tỷ giá thực Do đó, tác động của việc mở cửa thương mại đến tỷ giá hối đoái thực còn phụ thuộc vào hiệu ứng thay thế và hiệu ứng thu nhập mà nó tạo ra.
Mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và tỷ giá thực đã được nghiên cứu cả lý thuyết và thực nghiệm Chi tiêu chính phủ ảnh hưởng đến tiêu dùng tư nhân và tỷ giá hối đoái thực theo hai hướng: nếu chi tiêu chủ yếu cho hàng hóa phi ngoại thương, việc tăng chi tiêu sẽ làm tăng cầu nội địa và giá hàng hóa phi ngoại thương, dẫn đến tăng tỷ giá hối đoái thực; ngược lại, nếu chi tiêu chủ yếu cho hàng hóa ngoại thương, cán cân thương mại sẽ xấu đi và tỷ giá hối đoái thực sẽ giảm Do đó, việc dự đoán tác động của chi tiêu chính phủ lên tỷ giá hối đoái thực trở nên phức tạp.
Các nghiên cứu về tác động của chi tiêu chính phủ (GEXP) lên tỷ giá hối đoái thực cho thấy những kết quả khác nhau Balvers và Bergstrand (2002) chỉ ra rằng chi tiêu chính phủ ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực theo cả hai hướng với độ lớn tác động tương đương Connolly và Devereux (1995) cho rằng sự thay đổi tỷ giá hối đoái thực tại các nước Châu Mỹ Latinh giai đoạn 1960 – 1985 có thể giải thích bởi chi tiêu chính phủ, đặc biệt là vào hàng hóa phi ngoại thương Nghiên cứu của Ricci (2008) trên 48 quốc gia cho thấy 1% tăng chi tiêu chính phủ so với GDP dẫn đến tỷ giá hối đoái thực tăng 3% Edward (1998) cũng ghi nhận rằng tăng chi tiêu chính phủ tại 12 quốc gia đang phát triển làm tỷ giá hối đoái thực tăng Tóm lại, tác động của chi tiêu chính phủ đến tỷ giá hối đoái thực phụ thuộc vào tỷ trọng hàng hóa ngoại thương và phi ngoại thương trong cơ cấu chi tiêu.
Mối quan hệ giữa năng suất lao động và tỷ giá hối đoái thực được mô tả trong mô hình Balassa – Samuelson, hay còn gọi là hiệu ứng Balassa – Samuelson, được giới thiệu lần đầu bởi Balassa và Samuelson vào năm 1964.
Hiệu ứng Balassa – Samuelson cho thấy rằng năng suất lao động trong nước tập trung vào cả khu vực sản xuất hàng hóa ngoại thương và phi ngoại thương Khi năng suất trong khu vực sản xuất hàng hóa ngoại thương tăng nhanh hơn so với các đối tác thương mại, chỉ số REER sẽ có xu hướng tăng.
- Đầu tư trực tiếp nước ngoài
Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) lên tỷ giá hối đoái phụ thuộc vào cách sử dụng số tiền thu được từ FDI Nếu số tiền này được dùng để mua hàng hóa ngoại thương như máy móc và nguyên liệu, tỷ giá hối đoái thực sẽ giảm do tình trạng tài khoản vãng lai xấu đi Ngược lại, nếu được sử dụng cho hàng hóa phi ngoại thương, tỷ giá hối đoái thực sẽ tăng Phản ứng của tỷ giá hối đoái thực đối với FDI còn phụ thuộc vào vốn tích lũy trong các ngành công nghiệp xuất khẩu hoặc thay thế nhập khẩu Vì vậy, việc xác định tác động của FDI lên tỷ giá hối đoái thực không thể thực hiện một cách chính xác và rõ ràng theo lý thuyết.
Nợ nước ngoài có ảnh hưởng đáng kể đến tỷ giá hối đoái thực, nhưng tác động này không thể dự đoán chính xác Sự tích lũy nợ nước ngoài có thể gây ra sự biến động trong tỷ giá hối đoái thực, với khả năng tăng hoặc giảm tùy thuộc vào cách sử dụng nợ Nếu nợ nước ngoài được sử dụng cho tiêu dùng hàng hóa thương mại, nó có thể dẫn đến tăng giá, trong khi nếu sử dụng cho hàng hóa phi thương mại, có thể dẫn đến giảm giá.
Tăng trưởng kinh tế và các nhân tố tác động đến tăng trưởng kinh tế
Các đầu ra của nền kinh tế phụ thuộc vào sự tương tác giữa tổng mức cung và tổng mức cầu Để hiểu rõ các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế, cần phân tích các yếu tố tác động đến tổng cung cũng như tổng cầu trong nền kinh tế.
2.2.1 hân tố thuộc tổng cầu
Tổng mức cầu của nền kinh tế, bao gồm chi tiêu của người tiêu dùng, doanh nghiệp và Chính phủ, được tính theo công thức GDP = C + I + G + X - M Sự thay đổi trong các thành phần này sẽ ảnh hưởng đến tổng cầu, từ đó tác động đến tăng trưởng kinh tế.
Sự biến đổi của tổng cầu có thể diễn ra theo hai hướng: suy giảm hoặc gia tăng Tác động của sự thay đổi tổng cầu đến tăng trưởng kinh tế sẽ khác nhau tùy thuộc vào hướng biến đổi này.
Sự sụt giảm tổng cầu có thể dẫn đến hạn chế trong tăng trưởng kinh tế và lãng phí các yếu tố nguồn lực, khi một phần không được sử dụng hiệu quả trong các hoạt động kinh tế.
- Nếu tổng cầu gia tăng sẽ tác động đến hoạt động của nền kinh tế như
Khi nền kinh tế hoạt động dưới mức sản lượng tiềm năng, việc gia tăng tổng cầu sẽ kích thích khả năng tận dụng sản lượng này, từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Khi nền kinh tế đạt hoặc vượt mức sản lượng tiềm năng, sự gia tăng tổng cầu không dẫn đến tăng trưởng sản lượng mà chỉ làm tăng mức giá Điều này xảy ra vì đường cung dài hạn là thẳng đứng, cho thấy rằng sản lượng không thể tăng thêm trong ngắn hạn.
2.2.2 hân tố thuộc tổng cung
Tổng mức cung là khối lượng sản phẩm và dịch vụ mà các doanh nghiệp sản xuất và cung ứng trong bối cảnh giá cả, khả năng sản xuất và chi phí nhất định Tổng cung có mối liên hệ chặt chẽ với sản lượng tiềm năng Trong dài hạn, sự gia tăng sản lượng tiềm năng của nền kinh tế đóng vai trò quyết định trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Các nhân tố tác động đến sản lượng tiềm năng và tổng mức cung bao gồm các yếu tố đầu vào của sản xuất, chủ yếu là vốn (K), lao động (L), tài nguyên thiên nhiên (R) và công nghệ (T) Hàm sản xuất thể hiện mối quan hệ giữa kết quả đầu ra của nền kinh tế (Y) và các yếu tố sản xuất đầu vào.
Vốn (K) bao gồm máy móc, thiết bị, nhà xưởng, phương tiện vận tải và hàng tồn kho, là những yếu tố thiết yếu cho quá trình sản xuất Hệ thống kết cấu hạ tầng như đường sá, cầu cống, kho bãi và các công trình điện, nước hỗ trợ kết nối các hoạt động kinh tế Đầu tư vào vốn không chỉ tăng cường năng lực sản xuất mà còn thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, đặc biệt là ở các nước đang phát triển, nơi vốn là yếu tố khan hiếm nhất Vốn đóng vai trò quan trọng trong việc huy động và sử dụng hiệu quả các nguồn lực khác cho sự phát triển Tuy nhiên, tác động của vốn đến tăng trưởng sẽ có xu hướng giảm dần theo thời gian, nhường chỗ cho các yếu tố khác.
Trong nền kinh tế thị trường, ngoài vốn và tài sản vật chất, các tài sản vô hình như giá trị thương hiệu, vị thế của doanh nghiệp, ngành và quốc gia, cùng với các nguồn dự trữ quốc gia, đặc biệt là dự trữ tài chính, đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Lao động (L) là yếu tố đầu vào quan trọng trong sản xuất, đóng vai trò then chốt cho tăng trưởng kinh tế Không chỉ số lượng, mà chất lượng lao động, thể hiện qua kiến thức và kỹ năng, cũng rất quan trọng Các lý thuyết kinh tế hiện đại đánh giá cao vai trò của kiến thức và kỹ năng lao động như một loại vốn nhân lực, góp phần tăng cường năng lực sản xuất quốc gia Ở các nước đang phát triển, thường xuất hiện tình trạng thừa lao động chất lượng thấp, trong khi thiếu lao động có chuyên môn kỹ thuật, điều này ảnh hưởng tiêu cực đến quá trình công nghiệp hóa và hội nhập kinh tế quốc tế, từ đó tác động đến tăng trưởng kinh tế.
Tài nguyên thiên nhiên, bao gồm đất đai, sông biển, rừng núi, động thực vật, khí hậu, thời tiết và khoáng sản, đóng vai trò quan trọng trong sản xuất và phát triển kinh tế, đặc biệt ở các nước đang phát triển Nguồn tài nguyên phong phú giúp tạo việc làm và vốn, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, nhất là trong giai đoạn đầu phát triển Tuy nhiên, tài nguyên thiên nhiên không phải là yếu tố quyết định năng suất sản xuất hàng hóa và dịch vụ, do đó, không thể xem chúng là nhân tố duy nhất ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế của một quốc gia.
Tiến bộ khoa học và công nghệ đóng vai trò quan trọng trong việc cung cấp tri thức và cải tiến phương pháp sản xuất, từ đó nâng cao năng lực sản xuất của nền kinh tế Việc áp dụng những tiến bộ này giúp tối ưu hóa quy trình sản xuất hàng hóa và dịch vụ, trở thành yếu tố quyết định cho tăng trưởng kinh tế của các quốc gia Trong bối cảnh phát triển khoa học, công nghệ và toàn cầu hóa hiện nay, việc này càng trở nên cấp thiết, đặc biệt đối với các nước đang phát triển, nơi mà nguồn lực sản xuất vẫn còn hạn chế.
Các mô hình tăng trưởng kinh tế tân cổ điển và hiện đại đều cố gắng lượng hóa sự đóng góp của các yếu tố sản xuất vào tăng trưởng kinh tế, trong đó năng suất tổng hợp được xem là ảnh hưởng của tiến bộ khoa học và công nghệ Ngoài ra, các nghiên cứu cũng chỉ ra rằng các nhân tố phi kinh tế như cơ cấu tôn giáo, dân tộc, văn hóa - xã hội và thể chế chính trị - kinh tế - xã hội có vai trò quan trọng trong quá trình này Gần đây, các nhà nghiên cứu đặc biệt chú trọng đến tác động của thể chế chính trị - kinh tế - xã hội và vốn xã hội Những yếu tố này ảnh hưởng đến kinh tế - xã hội thông qua hành vi và phản ứng của cá nhân, cộng đồng, mặc dù không trực tiếp tham gia vào quá trình sản xuất Bài nghiên cứu này đã đưa yếu tố tỷ giá hối đoái thực vào mô hình để phân tích tác động của nó đối với tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam.
Các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và tăng trưởng kinh tế
Tăng trưởng kinh tế là yếu tố thiết yếu cho sự cải thiện chất lượng cuộc sống của người dân và là mục tiêu hàng đầu của các quốc gia, đặc biệt là các nước đang phát triển với thu nhập bình quân đầu người thấp Những quốc gia này mong muốn nhanh chóng đạt được sự tiến bộ về kinh tế - xã hội và hội nhập toàn cầu Vì vậy, việc nghiên cứu các nhân tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế luôn được chú trọng, đặc biệt là trong những năm gần đây, khi có nhiều nghiên cứu tập trung vào mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và tăng trưởng kinh tế.
Nghiên cứu của Cooper (1971) được coi là một trong những nghiên cứu thực nghiệm đầu tiên về tác động của tỷ giá hối đoái giảm đối với 19 nước đang phát triển trong giai đoạn 1959 – 1966 Kết quả cho thấy có sự cải thiện trong cán cân thương mại và cán cân thanh toán sau khi tỷ giá giảm; tuy nhiên, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng việc giảm tỷ giá hối đoái gặp phải nhiều hạn chế Một vấn đề lớn trong nghiên cứu này là phương pháp tiếp cận không cho phép xác định rõ ràng ảnh hưởng của các yếu tố khác đến tốc độ tăng trưởng sản lượng Điều này dẫn đến sự khó khăn trong việc phân biệt liệu sự giảm sản lượng là do tỷ giá giảm hay do sự thay đổi của các biến ngoại sinh khác Thực tế cho thấy, sự giảm giá thường diễn ra ở các nước phát triển trong bối cảnh kinh tế vĩ mô yếu, do đó, cần nghiên cứu sâu hơn về ảnh hưởng của tỷ giá giảm đối với tốc độ tăng trưởng của từng quốc gia.
Kamin (1988) và Edwards (1989) nghiên cứu tác động của việc phá giá đồng nội tệ ở các nước đang phát triển, phát hiện rằng tăng trưởng sản lượng giảm trước khi xảy ra phá giá và duy trì ở mức thấp trong năm tiếp theo Kamin kết luận rằng tỷ giá giảm không ảnh hưởng đến tăng trưởng lâu dài ở các nước này Trong khi đó, Edwards (1989) phân tích 18 nước Mỹ Latinh và so sánh hiệu suất kinh tế ba năm trước và sau khi phá giá, cho thấy rằng sự giảm tốc độ tăng trưởng là do các hạn chế và chính sách đi kèm, không phải do việc giảm giá đồng nội tệ.
Khan (1990) đã phân tích tác động của chương trình hỗ trợ của IMF từ năm 1973 đến 1988 đối với cán cân thanh toán, tài khoản vãng lai, lạm phát và tăng trưởng của 60 quốc gia đang phát triển Nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái thực có ảnh hưởng ngược chiều nhỏ nhưng không có ý nghĩa đáng kể đối với tăng trưởng sản lượng Agénor (1991) đã ước lượng phương trình tăng trưởng trong một mẫu gồm 23 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn 1978.
Năm 1987, nghiên cứu đã phân biệt rõ giữa sự thay đổi kỳ vọng và không kỳ vọng trong các biến giải thích, cho thấy rằng tỷ giá hối đoái giảm dự kiến có mối tương quan ngược chiều (dù không đáng kể) với tăng trưởng, trong khi tỷ giá hối đoái giảm không dự tính lại thúc đẩy tốc độ tăng trưởng.
Moreno (1999) đã ước lượng phương trình tương tự như Agénor (1991) cho sáu nền kinh tế Đông Á, sử dụng lọc dữ liệu Hodrick-Prescott để tách các biến thành hai yếu tố dự báo và không dự báo trước Kết quả cho thấy tỷ giá hối đoái thực giảm làm giảm sản lượng, mặc dù tác động này giảm khi sử dụng biến công cụ so với ước lượng OLS Kandil (2000) cũng áp dụng cách tiếp cận của Agénor, nhưng đã phân tách tỷ giá hối đoái thực thành cú sốc tiêu cực và tích cực để kiểm tra sự bất cân xứng trong mối quan hệ với tăng trưởng Nghiên cứu này xem xét 21 nước đang phát triển từ năm 1955 đến 1996, phát hiện rằng một số nước chứng kiến sản lượng giảm khi tỷ giá hối đoái giảm không dự báo trước, trong khi không có sự tăng trưởng khi tỷ giá hối đoái tăng Một bộ dữ liệu khác cho thấy sản lượng cũng giảm khi tỷ giá hối đoái tăng không dự báo trước.
Crosby M và Otto G (2001) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và tỷ giá hối đoái thực tại 11 quốc gia Nghiên cứu này xem xét sự tác động của biến động tỷ giá hối đoái lên sản lượng đầu ra Kết quả cho thấy, trước khi xảy ra cuộc khủng hoảng Châu Á, tỷ giá hối đoái giảm có xu hướng thúc đẩy tăng trưởng ở các quốc gia bị ảnh hưởng Cụ thể, mô hình chuyển đổi chi phí chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái thực giảm làm tăng xuất khẩu ròng nhờ vào sự cạnh tranh hơn của ngành xuất khẩu, từ đó thúc đẩy tăng trưởng sản lượng.
Mô hình tỷ giá hối đoái thực giảm cho thấy rằng sự giảm này có thể ảnh hưởng tiêu cực đến tốc độ tăng trưởng sản lượng Nghiên cứu này kiểm tra tác động của biến động tỷ giá hối đoái thực đối với nền kinh tế của một số quốc gia Kết quả cho thấy rằng các quốc gia khác nhau có phản ứng khác nhau về tốc độ tăng trưởng khi tỷ giá thay đổi.
Kandil M (2004) đã nghiên cứu tác động của biến động tỷ giá hối đoái đến tăng trưởng sản lượng thực và lạm phát ở 22 nước đang phát triển Nghiên cứu sử dụng mô hình kỳ vọng hợp lý, phân tách biến động tỷ giá thành hai yếu tố: có dự báo và không dự báo Kết quả cho thấy, sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến kênh cung và cầu, dẫn đến việc tỷ giá hối đoái giảm (cả có và không có dự báo) làm giảm tăng trưởng sản lượng thực và tăng lạm phát Bằng chứng cho thấy tỷ giá hối đoái giảm có tác động ngược chiều đến thành quả kinh tế của các nước đang phát triển.
Akyüz (2009) đã nghiên cứu mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển, dựa trên các bằng chứng lịch sử và xuyên quốc gia Kết luận cho thấy rằng tỷ giá ổn định và cạnh tranh là cần thiết nhưng không đủ để định hướng nguồn lực cho khu vực hàng hóa mậu dịch và tận dụng lợi ích từ xuất khẩu Hơn nữa, một đồng tiền yếu không nhất thiết là lựa chọn tốt hơn so với một đồng tiền mạnh, do tác động của nó đến phân phối thu nhập trong nước và giữa các quốc gia Điều này chỉ ra rằng cần có những thỏa thuận và quyết định quan trọng để quản lý tỷ giá hối đoái một cách hiệu quả.
Nghiên cứu của Arratibel O và các cộng sự (2010) phân tích mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa và các yếu tố vĩ mô như tăng trưởng thực, tín dụng dư thừa, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và cán cân thanh toán ở các nước Trung và Đông Âu trong giai đoạn 1995 – 2008 Kết quả cho thấy rằng biến động tỷ giá hối đoái thấp liên quan đến tăng trưởng cao hơn, FDI tăng, giảm thâm hụt cán cân thanh toán và thặng dư tín dụng cao hơn Ngoài ra, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng sau khủng hoảng tài chính toàn cầu, các quốc gia có chế độ tỷ giá neo cố định đã trải qua sự điều chỉnh nghiêm trọng hơn so với các quốc gia theo chế độ thả nổi, với kết quả có ý nghĩa thống kê và bền vững.
Kết quả từ nhiều nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa tỷ giá hối đoái thực và tăng trưởng kinh tế, với định giá thấp và cạnh tranh là những yếu tố quan trọng.
Calderón (2005) đã nghiên cứu tác động của sự chênh lệch tỷ giá hối đoái thực và sự biến động của nó đến tăng trưởng kinh tế Nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng và phương pháp đồng liên kết cho 60 quốc gia từ 1965 đến 2003, cho thấy chênh lệch tỷ giá hối đoái thực cản trở tăng trưởng, với tác động phi tuyến tính: chênh lệch lớn hơn dẫn đến giảm tăng trưởng mạnh hơn Mặc dù sự định giá thấp có thể thúc đẩy tăng trưởng, nhưng sự định giá thấp nhỏ đến trung bình cũng gây tổn hại Kết quả nghiên cứu bền vững khi kiểm soát biến động của tỷ giá hối đoái thực cân bằng Nghiên cứu chỉ ra rằng tăng trưởng bị ảnh hưởng tiêu cực bởi cả sự định giá cao và thấp của tỷ giá hối đoái thực, với tác động từ sự định giá cao lớn hơn Giảm định giá cao từ mức trung bình ở các nước phát triển có thể mang lại lợi ích tăng trưởng từ 17 đến 35 điểm cơ bản mỗi năm, trong khi giảm định giá thấp sẽ tăng trưởng kinh tế từ 3 đến 11 điểm cơ bản mỗi năm Tóm lại, sự thay đổi tỷ giá hối đoái có thể thúc đẩy hoặc kìm hãm tăng trưởng, tùy thuộc vào biến động của chênh lệch tỷ giá.
Hausmann và các cộng sự (2005) đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế trong nửa sau thế kỷ XX, phát hiện ra hơn 80 trường hợp tăng trưởng nhanh kéo dài ít nhất 8 năm kể từ những năm 1950 Nghiên cứu cho thấy rằng sự gia tăng trong tăng trưởng thường đi kèm với sự tăng cường đầu tư và thương mại, cũng như sự giảm giá của tỷ giá hối đoái thực Thay đổi chính trị được xác định là yếu tố dự báo quan trọng cho sự gia tăng tăng trưởng, trong khi các cú sốc bên ngoài thường dẫn đến sự tăng trưởng tạm thời không bền vững Ngược lại, cải cách kinh tế lại là yếu tố dự báo có ý nghĩa cho sự gia tăng tăng trưởng bền vững Tuy nhiên, tốc độ tăng trưởng nhanh thường khó dự đoán, với phần lớn các yếu tố quyết định không liên quan đến các yếu tố chuẩn, và nhiều trường hợp cải cách kinh tế không mang lại sự tăng trưởng nhanh.
Gala e Lucinda (2006) đã phát triển một kỹ thuật phân tích động cho dữ liện bảng bằng việc sử dụng kỹ thuật ước lượng GMM cho 58 quốc gia từ
Từ năm 1960 đến 1999, nghiên cứu đã sử dụng phương pháp đo lường độ lệch của tỷ giá hối đoái so với mức cần bằng, kết hợp với hiệu ứng Balassa – Samuelson và các biến kiểm soát như vốn lao động, vốn vật chất, môi trường thể chế, lạm phát, chênh lệch sản lượng đầu ra và cú sốc tỷ lệ thương mại Các bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng sự giảm giá (hoặc tăng giá) của tỷ giá hối đoái có liên quan đến mức tăng trưởng cao hơn (hoặc thấp hơn).
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mô hình nghiên c ứ u
Mỗi mô hình phân tích hay dự báo đều có ưu và nhược điểm riêng, xuất phát từ giả định trong mô hình Nghiên cứu này khắc phục nhược điểm của các mô hình trước, giúp các nhà nghiên cứu phân tích và dự báo hiện tượng kinh tế chính xác hơn Khi ước lượng các phương trình hồi quy, cần xem xét thuộc tính chuỗi thời gian của các biến, thường bị bỏ qua trong lý thuyết tăng trưởng Nghiên cứu kiểm tra thuộc tính tích hợp của các biến; nếu chúng dừng lại, sẽ áp dụng kiểm định tích hợp để ước lượng mối quan hệ lâu dài giữa các biến Sự tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết cho phép phân biệt giữa ngắn hạn và lâu dài trong mô hình VECM Ngoài ra, cần xem xét sự phụ thuộc giữa các biến tiềm ẩn và cú sốc phổ biến có thể gây tương quan giữa các sai số hồi quy Bản chất năng động của các phương trình hồi quy và hiện tượng nội sinh của tỷ giá hối đoái thực cũng là vấn đề quan trọng Do đó, nghiên cứu sử dụng kỹ thuật ước lượng GMM thay vì OLS để kiểm soát hiện tượng nội sinh Độ trễ của các biến độc lập được dùng làm biến công cụ Cuối cùng, để xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu sử dụng mô hình xác định các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế.
Y : GDP bình quân đầu người
REER: tỷ giá hối đoái thực đa phương
The control variables include government consumption, trade openness, financial development, investment, and human capital.
Chi tiêu của chính phủ được đo lường thông qua tỷ lệ giữa chi tiêu chính phủ và GDP, trong khi độ mở cửa thương mại được xác định bằng tổng giá trị xuất khẩu và nhập khẩu chia cho GDP.
Phát triển tài chính : đo lường bởi tỷ lệ tính thanh khoản của nợ trên cho
Nguồn nhân lực : đo lường bởi tỷ lệ học sinh trung học cơ sở có độ tuổi từ 15 trở lên
D ữ li ệ u nghiên c ứ u
Bài nghiên cứu này nhấn mạnh tầm quan trọng của việc sử dụng tỷ giá hối đoái thực đa phương (REER) thay vì tỷ giá hối đoái thực song phương để đánh giá mức độ cạnh tranh của một quốc gia Edwards (1989) chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái thực song phương có thể dẫn đến những kết luận sai lệch Tỷ giá hối đoái thực đa phương được xác định bằng giá trị trung bình có trọng số của các tỷ giá hối đoái thực song phương với trọng số là tỷ trọng thương mại, giúp so sánh mức độ cạnh tranh về giá của một quốc gia với các đối tác thương mại Hơn nữa, REER cũng là yếu tố quan trọng trong việc đánh giá giá trị của nội tệ so với các đồng tiền khác Trong nghiên cứu, REER được tính theo phương pháp trung bình đại số với công thức x100 tỷ giá danh nghĩa song phương.
Tỷ trọng kim ngạch xuất nhập khẩu giữa Việt Nam và các đối tác thương mại được xác định qua tỷ số chỉ số giá tiêu dùng của đối tác thương mại so với Việt Nam Sự so sánh này giúp đánh giá mức độ cạnh tranh và ảnh hưởng của giá cả đến hoạt động thương mại giữa hai bên.
Nghiên cứu này sử dụng rổ tiền tệ bao gồm 12 đồng tiền từ các quốc gia có quan hệ thương mại lớn nhất với Việt Nam, bao gồm Hàn Quốc, Nhật Bản, Trung Quốc, Singapore, Thái Lan, Mỹ, Nga, Malaysia, Ấn Độ, Pháp, Hà Lan và Hồng Kông, với năm 2005 được chọn làm năm gốc.
GDP bình quân đầu người được tính bằng cách chia GDP cho tổng dân số Các biến kiểm soát trong nghiên cứu bao gồm độ mở nền kinh tế (OPEN), được xác định qua tổng giá trị xuất khẩu và nhập khẩu so với GDP danh nghĩa; chi tiêu của chính phủ (GEXP), được thể hiện dưới dạng tỷ lệ của GDP; và phát triển tài chính (FD), được đo bằng tỷ lệ tính thanh khoản của nợ trên GDP, dựa trên dữ liệu từ Beck, Demirguc-Kunt và Levine (2010) Biến nguồn nhân lực, được đo qua tỷ lệ học sinh trung học cơ sở từ 15 tuổi trở lên, đã bị loại bỏ do dữ liệu từ Barro và Lee (2010) chỉ có chuỗi dữ liệu 5 năm, không phù hợp cho nghiên cứu Dữ liệu thời gian được thu thập từ quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2013.
Dữ liệu cho các biến giải thích trong mô hình được thu thập từ nhiều nguồn đáng tin cậy, bao gồm Hệ thống cơ sở dữ liệu các chỉ tiêu tài chính của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IFS-IMF), Tổng cục Thống kê Việt Nam (GSO), Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB) và Hội nghị Liên Hiệp Quốc về Thương mại và Phát triển (UNCTAD).
Tổ chức Hợp tác và Phát triển Kinh tế (OECD) sử dụng dân số để tính toán GDP bình quân đầu người, với dữ liệu quý được nội suy thành dữ liệu năm từ World Bank Biến GEXP đại diện cho số liệu chi tiêu chính phủ, được lấy từ nguồn ADB Bên cạnh đó, dữ liệu về phát triển tài chính được đo lường thông qua tỷ lệ tính thanh khoản của nợ trên GDP, sử dụng thông tin từ Beck, Demirguc-Kunt và Levine.
Năm 2010 là dữ liệu theo năm Để chuyển đổi từ dữ liệu năm sang dữ liệu quý, nghiên cứu này đã áp dụng kỹ thuật nội suy tuyến tính thông qua phần mềm Eviews.
Bảng 3.1: Bảng mô tả nguồn dữ liệu và kỳ vọng về dấu của các biến nghiên cứu được sử dụng trong mô hình
Biến Ký hiệu biến Thời gian Nguồn Kỳ vọng ảnh hưởng
GDP bình phương đầu người
GDPPP Q12000-Q42013 Tính toán từ số liệu
Tỷ giá hối đoái thực đa phương
REER Q12000-Q42013 Tính toán từ số liệu IMF, GSO, OECD, Datastream
Chi tiêu chính phủ GEXP 2000 – 2013 Tính toán từ số liệu
Mở cửa thương mại OPEN Q12000-Q42013 Tính toán từ số liệu
Phát triển tài chính FD Q12000-Q42013 Dữ liệu của Beck,
Levine (2010) + Đầu tƣ INV Q12000-Q42013 UNCTAD +/ -
Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này áp dụng biến đổi logarit cho tất cả các biến nhằm xử lý hiện tượng outlier, tức là các giá trị bất thường trong mẫu dữ liệu Dựa trên bảng số liệu về độ mở cửa thương mại, hiện tượng outlier được ghi nhận vào quý 1 của các năm 2006, 2007 và 2008 Sự xuất hiện của outlier có thể gây ra độ chính xác thấp trong ước lượng hồi quy, đặc biệt là khi mẫu dữ liệu nhỏ, ảnh hưởng đến hệ số hồi quy Vì vậy, một trong những biện pháp hiệu quả để xử lý hiện tượng này là sử dụng phương pháp biến đổi logarit cho tất cả các biến.
Bài nghiên cứu đã thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị để xác định tính dừng của các biến, sử dụng kiểm định ADF và PP Để phân tích mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và tỷ giá hối đoái thực trong dài hạn, mô hình VECM được áp dụng nhằm ước lượng phương trình tăng trưởng kinh tế cả trong ngắn hạn và dài hạn Mô hình VECM được chọn vì các chuỗi dữ liệu không dừng và có sự đồng liên kết Lợi thế của mô hình này là cung cấp thông tin về tác động của tỷ giá trong cả dài hạn và ngắn hạn, cùng với các hàm phản ứng.
Hiện tượng nội sinh của độ trễ biến phụ thuộc có thể làm sai lệch kết quả của phương pháp bình phương bé nhất trong mô hình Do đó, nghiên cứu này áp dụng kỹ thuật ước lượng Generalized Method of Moments (GMM) để ước lượng phương trình tỷ giá hối đoái thực, giúp kiểm soát hiện tượng nội sinh của độ trễ các biến phụ thuộc cũng như các biến giải thích khác Độ trễ của các biến độc lập được sử dụng làm biến công cụ, và kiểm định Sargent được áp dụng như một trong những kiểm định quan trọng nhất của phương pháp ước lượng GMM.
Kiểm định Sargent (hay kiểm định J) là một phương pháp quan trọng khi số biến công cụ nhiều hơn số biến trong mô hình Mục tiêu của kiểm định này là xác định xem các biến công cụ có tương quan với phần dư của mô hình hay không Nếu không có tương quan, biến công cụ được chọn là phù hợp và mô hình cũng sẽ chính xác Kiểm định Sargent sử dụng thống kê J để kiểm tra giả thuyết H0 rằng tất cả các biến công cụ đều có giá trị và mô hình là hợp lý Thống kê J tuân theo phân phối chi bình phương và có thể được tìm thấy trong bảng kết quả ước lượng của phần mềm Eviews 7, cùng với giá trị p-value tương ứng Nếu giá trị thống kê chi bình phương tính được vượt quá giá trị tới hạn, giả thuyết H0 sẽ bị bác bỏ, cho thấy ít nhất một biến công cụ có tương quan với phần sai số, dẫn đến các ước lượng từ biến công cụ không còn giá trị.
Trong chương này, dựa trên các lý thuyết đã được nghiên cứu và kỳ vọng của nghiên cứu, bài viết đã xây dựng cơ sở dữ liệu, phương pháp tính toán các biến nghiên cứu, mô hình nghiên cứu, cũng như quy trình ước lượng và kiểm định mô hình Những nội dung này sẽ là nền tảng cho nghiên cứu thực nghiệm trong chương tiếp theo của đề tài.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Mô tả thống kê về dữ liệu nghiên cứu
Bảng 4.1: Mô tả thống kê của các biến (Q12000 – Q42013)
GDPPP REER OPEN GEXP FD INV
Nguồn tính toán của tác giả
Bảng 4.1 cung cấp thống kê mô tả dữ liệu các biến trong nghiên cứu, trong đó GDP bình quân đầu người là biến phụ thuộc, với giá trị trung bình khoảng 913.7466 đồng/người Từ năm 2000 đến 2013, chỉ tiêu này liên tục tăng, từ 401.567 đồng/người lên 1.881.018 đồng/người Mặc dù GDP bình quân đầu người đạt 1.160 USD vào năm 2009, Việt Nam vẫn chưa thoát khỏi nhóm thu nhập thấp Tuy nhiên, từ năm 2010, Việt Nam đã chuyển sang nhóm nước có thu nhập trung bình Sự tăng trưởng GDP bình quân đầu người do ba yếu tố chính: GDP theo giá thực tế, tốc độ tăng dân số chậm lại và tỷ giá VND/USD tăng thấp Dù có những kết quả tích cực, GDP bình quân đầu người của Việt Nam vẫn thấp so với các nước trong khu vực, đứng thứ 7/11 và thứ 136/191 trên thế giới, điều này khiến Việt Nam đối mặt với nguy cơ tụt hậu về quy mô tuyệt đối và ảnh hưởng đến chỉ số phát triển con người (HDI).
Hình 4.1: GDP bình quân đầu người của Việt Nam từ 2000 – 2013
Nguồn tính toán của tác giả từ số liệu IMF, GSO
Tỷ giá hối đoái thực đa phương của VND hiện đang ở mức 94.05214, cho thấy VND bị định giá cao so với USD, giúp VND mua được nhiều hàng hóa hơn ở nước ngoài Tuy nhiên, điều này làm giảm khả năng cạnh tranh thương mại của Việt Nam, dẫn đến xuất khẩu ít và nhập khẩu nhiều Dù có giai đoạn VND được định giá thấp từ Q1/2000 đến Q3/2003 với tỷ giá tăng nhẹ 0.75%, nhưng từ Q4/2003 đến Q4/2005, tỷ giá đã tăng mạnh với tốc độ gần 1.5%/quý Kể từ Q1/2006, tỷ giá hối đoái thực đã có xu hướng giảm, đặc biệt giảm mạnh đến Q4/2013 Tổng quan, REER cho thấy sự mất giá thực tế giai đoạn 2000-2003 và sự lên giá thực tế giai đoạn 2004-2007, với một cải thiện nhỏ trong giai đoạn 2008-2010, nhưng đến cuối 2013, REER vẫn cao hơn 25% so với năm 2003.
Hình 4.2 Tỷ giá thực đa phương và tỷ giá danh nghĩa VND/USD theo quý từ năm 2000 –2013 (năm 2005 là năm gốc)
Độ mở cửa thương mại của Việt Nam trung bình là 1.34, cho thấy mức độ mở cửa cao, đặc biệt từ khi Việt Nam gia nhập WTO vào năm 2006 Xu hướng gia tăng độ mở cửa thương mại phản ánh sự hội nhập kinh tế quốc tế, với việc Việt Nam ký kết hơn 70 hiệp định thương mại, trong đó Hiệp định Thương mại Việt-Mỹ năm 2001 là nổi bật nhất Ngoài ra, Việt Nam cũng duy trì mối quan hệ tích cực với các tổ chức tài chính quốc tế như Ngân hàng Phát triển Châu Á và Quỹ Tiền tệ Quốc tế, đồng thời tham gia vào nhiều hiệp định hợp tác kinh tế đa phương như ASEAN và các khu vực mậu dịch tự do.
Việt Nam chính thức trở thành thành viên của Tổ chức thương mại Thế giới vào ngày 7 tháng 11 năm 2006.
Hình 4.3: Độ mở cửa thương mại của Việt Nam theo quý từ 2000-2013
Nguồn tính toán của tác giả từ IMF
Theo thống kê, đầu tư trên GDP tại Việt Nam đạt trung bình khoảng 33%, cho thấy vai trò quan trọng của vốn đầu tư nước ngoài trong nền kinh tế Vốn đầu tư nước ngoài không chỉ bổ sung nguồn lực tài chính mà còn góp phần chuyển giao công nghệ, tạo việc làm, tăng thu nhập cho người lao động, và thúc đẩy ngân sách nhà nước Nguồn vốn nước ngoài vào Việt Nam chủ yếu qua bốn hình thức: (1) Đầu tư trực tiếp (FDI); (2) Đầu tư gián tiếp (FII); (3) Tín dụng quốc tế, chủ yếu là vốn ODA; và (4) Kiều hối gửi về nước hàng năm.
Kể từ khi gia nhập WTO vào năm 2006, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) vào Việt Nam đã tăng mạnh, từ 6,8 tỷ USD năm 2005 lên 12 tỷ USD năm 2006 và đạt hơn 21 tỷ USD vào năm 2007 Năm 2008, vốn đăng ký FDI đạt kỷ lục 71,7 tỷ USD, mặc dù có khủng hoảng tài chính toàn cầu Tuy nhiên, từ 2009 đến 2011, vốn đăng ký FDI giảm dần từ 23,1 tỷ USD xuống còn 15,6 tỷ USD do ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế Từ năm 2012, cùng với sự phục hồi kinh tế thế giới, vốn FDI bắt đầu tăng trở lại, đạt 16,2 tỷ USD năm 2012 và 21,6 tỷ USD năm 2013, với vốn giải ngân đạt 11,5 tỷ USD Vốn giải ngân FDI từ năm 2006 đã tăng mạnh, từ 4,1 tỷ USD lên hơn 8 tỷ USD năm 2007 và duy trì ổn định ở mức 10 - 11 tỷ USD từ 2008 đến nay, với năm 2013 ghi nhận sự cải thiện tích cực cả về chất và lượng, góp phần giải tỏa khó khăn cho nền kinh tế.
Hình 4.4 Tổng quan FDI tại Việt Nam từ năm 1991 – 2013
Nguồn http://baodientu.chinhphu.vn
Nguồn vốn hỗ trợ phát triển chính thức (ODA) là hình thức tín dụng quốc tế giúp các nước cải thiện môi trường đầu tư và sống Lãi suất vay ODA thường thấp, từ 2-4%/năm, so với lãi vay thương mại Tại Việt Nam, vốn ODA đã gia tăng đáng kể về cam kết, ký kết và giải ngân, trong đó 40% tổng vốn ODA được dành cho nhà đầu tư cơ sở hạ tầng, góp phần quan trọng vào sự phát triển kinh tế của đất nước.
Từ năm 2003, dòng vốn FII vào Việt Nam đã phục hồi và tăng dần, đặc biệt bùng nổ vào năm 2006-2007 Theo báo cáo của Ngân hàng ANZ, tổng vốn FII giai đoạn 2001-2006 đạt khoảng 12 tỷ USD, trong khi năm 2007 ghi nhận khoảng 5,7 tỷ USD Tuy nhiên, năm 2008 và đầu năm 2009, dòng vốn FII gặp khó khăn do tình hình kinh tế, dẫn đến sự chững lại và một phần bị rút ra Bắt đầu từ cuối quý II/2009, vốn FII có dấu hiệu đảo chiều trở lại, nhưng không đạt được mức độ mạnh mẽ như mong đợi Đến năm 2010, nguồn vốn FII vào Việt Nam đạt 1,7 tỷ USD.
Năm 2011, dòng vốn FII vào thị trường chứng khoán Việt Nam đạt 1 tỷ USD Theo thống kê của ngân hàng HSBC, trong quý I/2012, khoảng 500 triệu USD đã được đầu tư vào TTCK Việt Nam Tuy nhiên, sang quý II, tình hình thị trường có sự biến chuyển tiêu cực, với dòng vốn FII trên sàn chứng khoán Thành phố Hồ Chí Minh giảm hơn 4,9 triệu USD từ đầu năm, trong khi quý I/2012 ghi nhận mua ròng gần 43 triệu USD Sự suy giảm này đã góp phần làm cho TTCK ngày càng ảm đạm trong những tháng qua.
Trong 02 năm 2010-2011, bình quân lượng kiều hối gửi về Việt Nam theo đường chính thức thông qua hệ thống ngân hàng mỗi năm khoảng 9 tỷ USD; riêng năm 2012, mặc dù kinh tế thế giới và Việt Nam còn rất khó khăn, lượng kiều hối gửi về Việt Nam vẫn không giảm Như vậy, nếu tính từ năm
Từ năm 2006 đến nay, tổng kiều hối gửi về Việt Nam ước đạt khoảng 55 tỷ USD, một nguồn tài chính lớn cần được khai thác để phục vụ cho đầu tư và phát triển kinh tế Vào năm 2013, kiều hối thường đổ về Việt Nam vào dịp Tết cuối năm, giúp nước ta lọt vào top 10 quốc gia nhận kiều hối nhiều nhất thế giới, với con số ấn tượng đạt 11 tỷ USD theo thông tin từ Ủy ban Người Việt Nam ở nước ngoài.
Hình 4.5 Tỷ lệ vốn đầu tư/ GDP từ năm 2000 - 2012
Nguồn tổng cục thống kê (đơn vị %)
Hình 4.5 cho thấy tỷ lệ vốn đầu tư/ GDP của Việt Nam từ năm 2000 –
Năm 2008, tỷ trọng đầu tư vào Việt Nam đạt đỉnh cao 46,5%, trong khi năm 2012, Tổng cục Thống kê ước tính vốn đầu tư toàn xã hội đạt 989,3 nghìn tỷ đồng, tăng 7% so với năm trước và chiếm 33,5% GDP Đây là năm có tỷ trọng vốn đầu tư so với GDP thấp nhất kể từ năm 2000.
Hình 4.6: Tỷ lệ đầu tư/GDP của một số nước
Nguồn: Tính toán dựa trên số liệu Tổng cục thống kê, IMF
Tỷ trọng đầu tư trên GDP của Trung Quốc cao nhất thế giới, trong khi Việt Nam cũng có tỷ lệ đầu tư tương đối cao trong khu vực Tuy nhiên, hiệu quả sử dụng nguồn vốn đầu tư hiện nay vẫn chưa đạt mức cao, ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế của đất nước.
Tỷ lệ vốn đầu tư/GDP tại Việt Nam đã giảm nhanh chóng từ 39,2% (2006-2010) xuống 30,9% (2011-2013), với GDP chỉ tăng 4,7% trong giai đoạn sau Để ngăn chặn tác động tiêu cực của việc sụt giảm vốn đầu tư, việc nâng cao hiệu quả đầu tư và tăng xuất khẩu là cần thiết Trong 11 tháng đầu năm 2013, vốn đăng ký đạt 20,82 tỷ USD, tăng 54,2%, cho thấy sự đóng góp lớn của khu vực FDI vào sản xuất công nghiệp và xuất khẩu Tỷ lệ tổng thu nhập quốc gia (GNI) so với GDP cũng giảm từ 98,2% (2005) xuống 95,6% (2012) Mặc dù hiệu quả đầu tư cải thiện với hệ số ICOR giảm xuống 5,4 lần, vẫn cao hơn nhiều quốc gia khác Do đó, cần tiếp tục nâng cao hiệu quả đầu tư để duy trì tăng trưởng với lượng vốn thấp hơn Sự giảm tỷ trọng vốn đầu tư từ khu vực Nhà nước cho thấy sự chuyển hướng sang khai thác nguồn lực ngoài Nhà nước, góp phần nâng cao hiệu quả đầu tư và phát huy các thành phần kinh tế.
Trong những năm gần đây, quy mô chi ngân sách Nhà nước của Việt Nam đã tăng nhanh cả về số tuyệt đối và tỷ lệ so với GDP, từ 29.29% giai đoạn 2001-2005 lên 39.73% giai đoạn 2006-2010 Mặc dù giai đoạn 2006-2013 có sự giảm nhẹ mức chi ngân sách so với GDP xuống 33.9% nhằm ổn định kinh tế vĩ mô và kiểm soát lạm phát, nhưng quy mô chi ngân sách vẫn ở mức cao Sau năm 2006, nhận thấy hiệu quả chi đầu tư từ ngân sách còn hạn chế, nhiều chương trình cắt giảm chi đã được triển khai Trong giai đoạn 2008-2010, chi ngân sách Nhà nước tăng để thực hiện chính sách kích cầu, nhưng từ năm 2011, chi ngân sách đã giảm chủ yếu do các biện pháp cắt giảm đầu tư công Cơ cấu ngân sách chuyển hướng giảm tỷ trọng chi đầu tư và tăng tỷ trọng chi cho các lĩnh vực an ninh xã hội, với tỷ trọng chi thường xuyên tăng từ 50.37% năm 2005 lên 61.67% năm 2012.
2013 khoản chi tiêu này chiếm khoảng 16.13% GDP, tăng từ mức 14% năm
Từ năm 2000 đến 2013, tỷ lệ chi đầu tư phát triển trong GDP đã giảm từ 31.09% (giai đoạn 2001-2015) xuống còn 28.6% (giai đoạn 2006-2010), thấp hơn mục tiêu 30% Trung bình, chi đầu tư phát triển chiếm khoảng 28.72% tổng chi, tương đương 8.22% GDP Đặc biệt, trong giai đoạn 2001-2005 và năm 2009, Chính phủ đã thực hiện các chính sách kích cầu đầu tư để ngăn chặn suy thoái kinh tế, dẫn đến sự gia tăng mạnh mẽ trong chi tiêu ngân sách nhà nước cho đầu tư phát triển.
Hình 4.7: Cơ cấu chi Ngân sách nhà nước giai đoạn 2000 – 2013
Nguồn: Tính toán dựa trên số liệu của Bộ Tài Chính
Hình 4.8: Tỷ trọng chi thường xuyên và chi đầu tư phát triển so với GDP thực tế (% GDP)
Nguồn: Tính toán dựa trên số liệu của Bộ Tài Chính
Ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình
Bảng 4.2 Ma trận hệ số tương quan cho các biến trong mô hình hồi quy
DGDPPP DREER DOPEN DGEXP DINV DFD
Nguồn tính toán của tác giả
Cột (1) của bảng 4.2 chỉ ra mối tương quan giữa GDP bình quân đầu người và các biến độc lập trong mô hình hồi quy, với hệ số tương quan của GDP bình quân đầu người và tỷ giá hối đoái thực đa phương khoảng -0.23, cho thấy tỷ giá này có tác động ngược chiều đến tăng trưởng Các biến độc lập khác như chi tiêu chính phủ, đầu tư, phát triển tài chính và độ mở cửa thương mại cũng ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, ma trận hệ số tương quan chỉ cung cấp cái nhìn sơ lược về mối quan hệ này, và phân tích sâu hơn sẽ được trình bày trong các kết quả tiếp theo.
Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
4.3.1 Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF) hoặc
Kết quả kiểm tra tính dừng của các biến GDPPP, REER, OPEN, GEXP, INV, FD bằng phương pháp PP cho thấy tất cả các biến này không dừng ở mức ý nghĩa 5% Tuy nhiên, khi thực hiện kiểm định ADF hoặc PP cho các biến ở sai phân bậc nhất I(1), tất cả các chuỗi đều dừng ở mức ý nghĩa 5% Do đó, mô hình sẽ được ước lượng với sai phân bậc nhất I(1) của các biến: D(GDPPP), D(REER), D(OPEN), D(INV), D(GEXP), D(FD) (Xem chi tiết ở bảng 4.3)
Bảng 4.3 Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Kết quả thống kê kiểm định nghiệm đơn vị
Hằng số Giá trị thống kê theo ADF hoặc PP
Nguồn tính toán của tác giả
4.3.2 Kết quả kiểm định đồng liên kết của chuỗi dữ liệu
Bước tiếp theo trong nghiên cứu là kiểm tra sự đồng liên kết giữa các biến trong mô hình thông qua kiểm định Johansen, sau khi đã xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu Kết quả của kiểm định sẽ cung cấp thông tin quan trọng về mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
Bảng 4.4 của Johansen chỉ ra rằng có mối quan hệ đồng liên kết ở mức ý nghĩa 5% giữa các biến như GDP bình quân đầu người, tỷ giá hối đoái thực đa phương, độ mở cửa nền kinh tế, chi tiêu của chính phủ, sự phát triển tài chính và đầu tư Tất cả các kết quả đều bác bỏ giả thuyết Ho, cho thấy không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình.
Bảng 4.4 Kết quả kiểm định Johansen cho chuỗi dữ liệu không dừng
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
No of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
No of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
Max-eigenvalue test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
Nguồn: Tính toán của tác giả
Kết quả kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và tăng trưởng
Bài nghiên cứu đã điều tra mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và tăng trưởng kinh tế, dựa trên bằng chứng đồng liên kết giữa các biến Mô hình VECM được lựa chọn do các chuỗi dữ liệu không dừng và tồn tại đồng liên kết Việc sử dụng mô hình VECM mang lại lợi ích trong việc phân tích tác động của tỷ giá trong cả dài hạn và ngắn hạn, cùng với các hàm phản ứng.
Bảng 4.5 Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
HQ: Hannan-Quinn information criterion
*Bước trễ tối ưu lựa chọn bởi các tiêu chuẩn
Nguồn tính toán của tác giả
Trước khi ước lượng phương trình tăng trưởng, nghiên cứu đã xác định bước trễ tối ưu dựa trên các tiêu chuẩn AIC, SC và HQ Theo đó, bước trễ tối ưu được chọn là bước trễ có chỉ số nhỏ nhất theo các tiêu chuẩn này Kết quả được trình bày trong bảng 4.5, cho thấy sự phù hợp của ba tiêu chuẩn AIC, SC và HQ trong việc xác định bước trễ tối ưu.
SC, HQ thì ta lựa chọn độ trễ tối ưu là 4.
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng mô hình bằng VECM
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Error Correction: D(GDPPP) D(REER) D(OPEN) D(GEXP) D(INV) D(FD)
Sum sq resids 1448.382 96.48228 3714.548 1173.408 6.027704 18.77134 S.E equation 7.611523 1.964508 12.18942 6.851010 0.491028 0.866518 F-statistic 10.44998 2.031330 9.029604 12.22127 5.874565 3.438839 Log likelihood -157.6985 -88.62298 -181.7146 -152.3298 -17.91165 -46.87875 Akaike AIC 7.203862 4.495019 8.145671 6.993327 1.722026 2.857990 Schwarz SC 8.188714 5.479871 9.130524 7.978180 2.706878 3.842843 Mean dependent 28.87609 -0.584510 1.638920 0.245371 -0.084411 1.388235 S.D dependent 18.21205 2.418552 27.29668 17.61474 0.910361 1.290914
Determinant resid covariance (dof adj.) 52961.57
Mô hình VECM cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa tỷ giá hối đoái thực và tăng trưởng kinh tế dài hạn, với hệ số ước lượng REER là 279.7937 và giá trị thống kê t là 9.75378, vượt qua ngưỡng ý nghĩa 5% Ngược lại, độ mở cửa thương mại và đầu tư có mối quan hệ ngược chiều với tỷ giá hối đoái thực, nhưng không có ý nghĩa thống kê Chi tiêu của chính phủ có tác động ngược chiều có ý nghĩa đến tăng trưởng kinh tế, cho thấy tăng chi tiêu chính phủ sẽ làm giảm thu nhập bình quân đầu người Biến phát triển tài chính lại có mối quan hệ tích cực với tăng trưởng kinh tế Các biến độc lập như tỷ giá hối đoái thực, mở cửa thương mại, chi tiêu chính phủ, đầu tư và phát triển tài chính giải thích 91.26% sự biến động của tăng trưởng kinh tế, trong khi 8.74% còn lại chưa được giải thích do sai số hoặc các yếu tố vĩ mô khác.
Kết quả ước lượng từ mô hình GMM
Nghiên cứu này áp dụng kỹ thuật ước lượng Generalized Method of Moments (GMM) để ước lượng phương trình tăng trưởng, với lợi thế trong việc kiểm soát hiện tượng nội sinh của độ trễ biến phụ thuộc cùng với các biến giải thích khác trong mô hình (Judson and Owen, 1999) Để thực hiện điều này, độ trễ của các biến độc lập (biến nội sinh) được sử dụng làm biến công cụ.
Để giải quyết vấn đề tương quan giữa biến phụ thuộc Yt-1 và sai số ngẫu nhiên et, trước tiên, cần xác định những biến có thể sử dụng làm biến công cụ Biến công cụ Zt phải có tính chất là có cộng tuyến cao với biến Yt-1.
Biến Yt-1 không tương quan với et, nhưng nếu không tìm được biến công cụ, nghiên cứu của Liviatan (1963) gợi ý sử dụng độ trễ của các biến độc lập làm biến công cụ Sau đó, kiểm định J-Sargan có thể được áp dụng để xác định mức độ phù hợp của các biến công cụ và đánh giá mô hình Điều kiện cần thiết là số biến công cụ phải lớn hơn hoặc bằng số biến trong mô hình Tuy nhiên, nghiên cứu của Liviatan gặp hạn chế do vấn đề đa cộng tuyến giữa Xt và Xt-1, khi chúng có thể tương quan cao trong hệ phương trình đồng thời, vì các chuỗi thời gian kinh tế thường có độ tương quan cao giữa các giá trị nối tiếp.
Bảng 4.7 Kết quả ước lượng bằng phương pháp GMM
Nguồn tính toán của tác giả
Giá trị trong dấu ngoặc đơn ( ) dưới hệ số hồi quy thể hiện giá trị thống kê t, trong khi giá trị trong dấu ngoặc vuông [ ] là p-value tương ứng Thống kê t có ý nghĩa ở mức 5% và 10% được ký hiệu bằng * và ** D đại diện cho sai phân bậc 1 của các biến.
Kết quả nghiên cứu về tác động của tỷ giá hối đoái thực đa phương lên tăng trưởng kinh tế được trình bày trong bảng 4.4, sử dụng phương pháp GMM với độ trễ của biến độc lập làm biến công cụ Cột (1) cho thấy hồi quy với GDP bình quân đầu người là biến phụ thuộc và các biến độc lập bao gồm độ trễ của biến phụ thuộc, tỷ giá hối đoái thực đa phương, độ mở cửa thương mại, chi tiêu chính phủ, tăng trưởng tài chính và đầu tư Các cột (2), (3), (4) trình bày kết quả hồi quy tương tự nhưng sử dụng các độ trễ khác nhau (bậc 3, 4, 5) của các biến độc lập làm biến công cụ.
Kết quả phân tích cho thấy tỷ giá hối đoái thực có mối quan hệ cùng chiều với tăng trưởng kinh tế, nhưng không có ý nghĩa thống kê Ngược lại, chi tiêu của chính phủ có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế, nghĩa là chi tiêu càng cao thì tăng trưởng càng giảm Tăng trưởng tài chính, được đo bằng tính thanh khoản của nợ trên GDP, có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến tăng trưởng Tuy nhiên, độ mở cửa thương mại không cho thấy mối liên hệ thống kê với tăng trưởng kinh tế.
Trong cột (2), độ trễ bậc 3 của các biến độc lập được sử dụng làm biến công cụ Kết quả cho thấy hệ số hồi quy tỷ giá hối đoái thực đa phương có giá trị thống kê t là 1.031742, chỉ ra rằng không có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa tỷ giá hối đoái thực đa phương và tăng trưởng kinh tế Ngoài ra, các mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế với các biến khác như chi tiêu của chính phủ, độ mở nền kinh tế và phát triển tài chính cũng không có ý nghĩa thống kê.
Nghiên cứu sử dụng độ trễ bậc 4 của biến độc lập trong mô hình làm biến công cụ, cho thấy hệ số hồi quy tỷ giá hối đoái thực đa phương có giá trị thống kê t là 2.833771, lớn hơn t0.025 = 2.012896, chứng minh mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa thống kê giữa tăng trưởng kinh tế và tỷ giá hối đoái thực đa phương Độ mở cửa thương mại có tác động ngược chiều đến tăng trưởng kinh tế với ý nghĩa thống kê ở mức 5% Chi tiêu của chính phủ và đầu tư cũng cho thấy mối quan hệ ngược chiều với tăng trưởng kinh tế, với thống kê t lần lượt là -4.776913 và -3.138514 Hơn nữa, kết quả hồi quy chỉ ra mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa thống kê giữa tăng trưởng tài chính và tăng trưởng kinh tế, với thống kê t là 1.767496, có ý nghĩa thống kê ở mức 10%.
Kết quả hồi quy từ phương trình (1) cho thấy R² và R² hiệu chỉnh lần lượt đạt 0.523078 và 0.456541, cho thấy các biến độc lập như tỷ giá hối đoái thực đa phương, mở cửa thương mại, chi tiêu của chính phủ, đầu tư và phát triển tài chính giải thích khoảng 52.3% sự biến động của tăng trưởng kinh tế Phần còn lại 47.7% chưa được giải thích có thể do sai số hoặc các biến vĩ mô khác chưa được đưa vào mô hình, như vốn, lao động và khoa học công nghệ Giá trị Dubin – Watson (DW) gần với 2 cho thấy mô hình không có tự tương quan Nghiên cứu cũng sử dụng các kiểm định để đánh giá mức độ phù hợp của các biến công cụ trong mô hình.
Kết quả kiểm định Sargan cho thấy p-value tương ứng với thống kê J là 93%, cao hơn mức ý nghĩa 10%, do đó không thể bác bỏ giả thuyết H0, xác nhận rằng các biến công cụ là phù hợp và mô hình hồi quy cũng đạt yêu cầu Kết quả của kiểm định C-test (Eichenbaum, Hansen and Singleton Test) cho thấy tất cả các biến công cụ được sử dụng đều đảm bảo tính trực giao, củng cố sự phù hợp của chúng trong mô hình.
Kết quả từ cột 4 cho thấy tỷ giá hối đoái thực đa phương có mối quan hệ cùng chiều với tăng trưởng kinh tế, nhưng không có ý nghĩa thống kê (t = 1.441295) Mở cửa thương mại và đầu tư, chi tiêu của chính phủ đều tác động ngược chiều lên tăng trưởng kinh tế, phù hợp với kỳ vọng trước đó Ngược lại, phát triển tài chính có tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê đối với tăng trưởng kinh tế Theo ước lượng mô hình tăng trưởng GMM, độ trễ bậc 4 được chọn là biến công cụ thích hợp.
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định hiện tượng nội sinh cho phương trình tăng trưởng
Specification: DGDPPP C DGDPPP1 DREER DOPEN DGEXP DINV DFD
Instrument specification: C DGDPPP1(-1) DREER(-1) DOPEN(-1) DGEXP(
-1) DINV(-1) DFD(-1) DGDPPP1(-2) DREER(-2) DOPEN(-2) DGEXP( -2) DINV(-2) DFD(-2) DGDPPP1(-3) DREER(-3) DOPEN(-3) DGEXP( -3) DINV(-3) DFD(-3) DGDPPP1(-4) DREER(-4) DGEXP(-4) DINV(-4) DFD(-4)
Endogenous variables to treat as exogenous: DGDPPP1 DREER DOPEN
Value df Probability Difference in J-stats 0.929447 6 0.9881
Method: Generalized Method of Moments
Linear estimation with 1 weight update
Estimation weighting matrix: HAC (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000)
Standard errors & covariance computed using estimation weighting matrix
Instrument specification: C DGDPPP1(-1) DREER(-1) DOPEN(-1) DGEXP(
-1) DINV(-1) DFD(-1) DGDPPP1(-2) DREER(-2) DOPEN(-2) DGEXP( -2) DINV(-2) DFD(-2) DGDPPP1(-3) DREER(-3) DOPEN(-3) DGEXP( -3) DINV(-3) DFD(-3) DGDPPP1(-4) DREER(-4) DGEXP(-4) DINV(-4) DFD(-4) DGDPPP1 DREER DOPEN DGEXP DINV DFD
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.
Adjusted R-squared 0.483130 S.D dependent var 0.017046 S.E of regression 0.012255 Sum squared resid 0.006458
Nguồn tính toán của tác giả
Bảng 4.8 trình bày kết quả kiểm định hiện tượng nội sinh với các biến như độ trễ của tăng trưởng, tỷ giá hối đoái thực, độ mở nền kinh tế, chi tiêu chính phủ, đầu tư và phát triển tài chính Giả thuyết Ho cho rằng các biến này là ngoại sinh, và với p-value 0.9881 lớn hơn giá trị chi_square bậc tự do 6 là 0.929447, chúng ta chấp nhận giả thiết Ho Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa các biến và tăng trưởng kinh tế không thay đổi và có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ biến độ mở cửa không có ý nghĩa thống kê Điều này tương tự như kết quả ở cột (3) của bảng 4.7 khi sử dụng độ trễ bậc 4 của các biến độc lập làm biến công cụ, cho thấy việc sử dụng biến công cụ đã khắc phục hiện tượng nội sinh trong ước lượng phương trình tăng trưởng.
Nghiên cứu chỉ ra rằng ở các nước đang phát triển, có mối quan hệ tích cực giữa tỷ giá hối đoái thực đa phương và tăng trưởng kinh tế, với sự tăng giá của tỷ giá hối đoái thực (nội tệ giảm giá) tác động tích cực đến GDP bình quân đầu người Các tác giả như Hausmann (2005), Rodrik (2008), và Chen J (2011) cũng đã xác nhận điều này Rodrik (2008) cho rằng định giá thấp tiền tệ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Trong nền kinh tế mở, tỷ giá thực ảnh hưởng đến giá cả tương đối giữa hàng hóa sản xuất trong nước và hàng nhập khẩu, dẫn đến sự thay đổi nhu cầu và gia tăng xuất khẩu, yếu tố quan trọng trong GDP Khi đồng Việt Nam giảm giá, hàng hóa Việt Nam trở nên cạnh tranh hơn trên thị trường quốc tế, làm tăng sản lượng xuất khẩu và tạo ra nhu cầu lớn về nguồn nhân lực, từ đó giảm tỷ lệ thất nghiệp và tăng mức lương cho lao động.
Tăng trưởng GDP bình quân đầu người đặc biệt quan trọng đối với các nước đang phát triển, nơi có tỷ lệ thất nghiệp cao, và có thể được thúc đẩy thông qua các chính sách huy động nguồn lực thất nghiệp Tuy nhiên, tăng trưởng cũng làm gia tăng tác động của tỷ giá hối đoái thực, chủ yếu ở các quốc gia này Ngược lại, các nước kém phát triển thường đối mặt với tình trạng thất nghiệp ẩn và quá trình phát triển liên quan đến việc huy động nguồn lực này Ví dụ điển hình là Trung Quốc, nơi đã đạt được tốc độ tăng trưởng kỷ lục trong ba thập kỷ qua nhờ vào việc di chuyển hàng triệu lao động từ nông thôn đến các khu vực đô thị công nghiệp, chủ yếu ở các tỉnh ven biển phía Nam và Đông Nam Khu vực nông thôn có năng suất thấp và lao động phi chính thức, dẫn đến hàng hóa sản xuất trong các khu vực này thường trở nên phi mậu dịch.
Nghiên cứu sử dụng mô hình VECM và kỹ thuật ước lượng GMM để phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực đa phương và tăng trưởng kinh tế, cho thấy có mối quan hệ cùng chiều có ý nghĩa Ngoài ra, kết quả cũng chỉ ra mối quan hệ ngược chiều giữa chi tiêu của chính phủ và tăng trưởng kinh tế Hơn nữa, nghiên cứu xác định tác động tích cực của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế.
THẢO LUẬN KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 71 Tài liệu tham khảo
Tăng trưởng kinh tế là mục tiêu quan trọng của các quốc gia, đặc biệt là các nước đang phát triển với thu nhập bình quân đầu người thấp Nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến tăng trưởng là cần thiết, đặc biệt là tác động của tỷ giá hối đoái thực Mặc dù giảm giá hối đoái thực có thể gây bất lợi cho cán cân thương mại ở các nền kinh tế mới nổi, nhiều nghiên cứu gần đây cho thấy tỷ giá hối đoái thực có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển Sự thành công của Trung Quốc và các nước Đông Á trong việc duy trì tỷ giá hối đoái thấp là một minh chứng cho điều này Nghiên cứu này sẽ khảo sát tác động của mở cửa thương mại lên tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam, sử dụng dữ liệu quý từ quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2023.
Nghiên cứu năm 2013 đã sử dụng kỹ thuật ước lượng VECM và GMM để phân tích mô hình tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam Kết quả cho thấy tỷ giá hối đoái thực có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến tăng trưởng kinh tế, nghĩa là sự tăng lên của tỷ giá hối đoái thực (hay giảm giá VND) thúc đẩy tăng trưởng Ngoài ra, tăng trưởng kinh tế còn bị ảnh hưởng bởi các yếu tố ngoại sinh khác như độ mở cửa kinh tế, chi tiêu chính phủ, đầu tư và sự phát triển tài chính Những phát hiện này cung cấp bằng chứng thực nghiệm quan trọng cho các cơ quan chính sách trong việc đánh giá chính xác các yếu tố tác động đến tăng trưởng kinh tế trước khi áp dụng các công cụ điều chỉnh phù hợp.
Nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối đoái thực tăng có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế, và để cải thiện điều này, cần tập trung vào xuất khẩu và nhập khẩu Việt Nam đã mở cửa thị trường, giúp thâm nhập sâu vào thị trường quốc tế, đặc biệt với các mặt hàng có lợi thế như dệt may, giày da, đồ gỗ và nông sản Tuy nhiên, giá trị gia tăng từ xuất khẩu đang giảm do phụ thuộc vào nguyên liệu nhập khẩu Phát triển ngành công nghiệp phụ trợ là giải pháp bền vững trong công nghiệp hóa - hiện đại hóa Sự mở cửa thương mại cũng tạo ra thách thức cho doanh nghiệp Việt Nam, yêu cầu cải thiện chất lượng và giá cả để cạnh tranh với hàng hóa nước ngoài Chính sách nhập khẩu cần điều chỉnh để giảm phụ thuộc vào nguyên liệu nhập khẩu và khuyến khích sử dụng hàng Việt Nam Lạm phát và hiệu quả đầu tư cũng là những yếu tố quan trọng cần được kiểm soát để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Đánh giá linh hoạt các yếu tố tác động, không chỉ tỷ giá hối đoái thực, là cần thiết để nâng cao thu nhập bình quân đầu người và tăng cường hội nhập kinh tế toàn cầu.
Bài nghiên cứu gặp nhiều hạn chế, chủ yếu do chỉ tập trung vào tác động của tỷ giá hối đoái thực đối với tăng trưởng kinh tế, trong khi nhiều biến vĩ mô quan trọng khác không được đưa vào mô hình Việc thiếu biến ngoại sinh có mối quan hệ chặt chẽ với biến nội sinh đã buộc nghiên cứu phải sử dụng độ trễ của các biến độc lập làm biến công cụ trong mô hình GMM Hơn nữa, do khó khăn trong việc thu thập dữ liệu, nghiên cứu đã áp dụng phương pháp nội sinh để chuyển đổi dữ liệu năm sang dữ liệu quý, dẫn đến sai số trong mô hình Cuối cùng, khoảng thời gian nghiên cứu ngắn và số lượng quan sát ít đã ảnh hưởng đến độ bền vững của kết quả thu được.
1 Chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright, 2010 Chương 17: Các mô hình kinh tế lượng động: Mô hình tự hồi quy và mô hình phân phối trễ.
2 Đặng Đức Thành, 2013 Huy động vốn đầu tư nước ngoài: thực trạng và một số kiến nghị < http://centralinvest.gov.vn> [truy cập ngày 6 tháng 6 năm 2014]
Nghiên cứu của Hạ Thị Thiều Dao và cộng sự (2012) tập trung vào các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái thực tại Việt Nam Công trình này được xuất bản bởi Nhà xuất bản Thanh niên tại Thành phố Hồ Chí Minh, cung cấp cái nhìn sâu sắc về các yếu tố kinh tế và chính trị tác động đến sự biến động của tỷ giá hối đoái trong bối cảnh Việt Nam.
4 Hạ Thị Thiều Dao, 2011 Tác động của khủng hoảng kinh tế toàn cầu đến kinh tế vĩ mô Việt Nam
5 Hoàng Ngọc Nhậm và cộng sự, 2007 Giáo trình kinh tế lượng Trường Đại học kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh
6 Minh Nhung, 2014 GDP bình quân đầu người và vị thế đất nước.
[truy cập ngày 6 tháng 6 năm 2014]
7 Nguyễn Trọng Hoài và cộng sự, 2009 Dự báo và phân tích dữ liệu trong kinh tế và tài chính Hà Nội: Nhà xuất bản thống kê
8 Nguyễn Văn Quỳ, 1998 Kinh tế lượng ứng dụng Nhà xuất bản giáo dục
9 Nguyễn Văn Tiến, 2010 Giáo trình tài chính quốc tế Hà Nội: Nhà xuất bản thống kê
10.Phan Thúc Huân, 2006 Giáo trình kinh tế phát triển Thành phố Hồ Chí
Minh: Nhà xuất bản thống kê.
11.Phan Hữu Thắng, 2014 Những điểm cần khắc phục trong thu hút FDI
[truy cập ngày 6 tháng 6 năm 2014]
12.Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2011 Tài chính quốc tế Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
13.Vũ Quốc Huy và cộng sự, 2013 Tỷ giá hối đoái giai đoạn 2000 – 2011, mức độ sai lệch và tác động đối với xuất khẩu Nhà xuất bản Tri thức.
1 Agénor, P (1991), “Output, Devaluation and the Real Exchange Rate in Developing Countries,” Weltwirtschaftliches Archiv, 127: 18-41
2 Akyuz, Y 2009 Exchange Rate Management, Growth and Stability: National and Regional Policy Options In Asia United Nations Development
3 Arellano, M., and Bover, O., 1995 Another Look at the Instrumental- Variable Estimation of Error-Components Models Journal of Econometrics, 68:29-51
4 Balassa, B., 1964 The purchasing power parity: A reappraisal Journal of Poliical Economy,72 (6): 584 – 596
5 Beck, T and Demirguc-Kunt, A., 2009 Financial Institutions and Markets Across Countries and over Time: Data and Analysis World Bank Policy Research Working Paper , No 4943.
6 Connolly, M., and Devereux J., 1995 The Equilibrium Real Exchange Rate: Theory and Evidence for Latin America In: J L.Stein, P R Allen and Associates, eds Fundamental Determinants of Exchange Rates Oxford:
Oxford University Press, New York, pp.154-81
7 Cooper, R (1971), “Currency Devaluation in Developing Countries,” Essays in International Finance Number 86, Princeton.
8 Edwards, S (1989), “Exchange Controls, Devaluations, and Real Exchange Rates: The Latin American Experience,” Economic Development and Cultural Change, 37: 457-94.
9 Edwards, S., 1986 Are Devaluations Contractionary? The Review of Economics and Statistics, 68(3): 501-508.
10.Edwards, S., 1988b Exchange Rate Misalignment in Developing
Baltimore and London: Johns Hopkins University Press.
11.Edwards, S., and S V Wijnbergen, 1987 Tariff, the Real Exchange Rate and the Terms of Trade: On Two Popular Propositions in International Economics Oxford Economic Papers, 39: 458 – 64
12.Gala, P., 2008 Real exchange Rate Levels and Economic Development : Theoretical Analysis and Empirical Evidence.
13.Hausmann, R., Pritchett, L and Rodrik D., 2005 Growth
14.Ito T., Isard P., and Symansk S., 1999 Economic Growth and Real Exchange Rate: An Overview of the Balassa- Samuelson Hypothesis in Asia University of Chicago Press.
15.Johansen, J., 1995 A Statistical-Analysis of Cointegration for I(2) Variables Econometric Theory, 11(1): 25-59.
16.Kamin, S (1988), “Devaluation, External Balance, and MacroeconomicPerformance: A Look at the Numbers,” Princeton Studies inInternational Finance No 62, Princeton.
17.Kandil, M (2000), “The Asymmetric Effects of Exchange Rate Fluctuations: Theory and Evidence from Developing Countries,” IMF Working Paper WP/00/184.
18.Karadam D., and ệzmen E., 2011 Real exchange rates and economic growth.
19.Khan, M (1990), “The Macroeconomic Effects of Fund-Supported Adjustment Programs,” IMF Staff Papers, 37: 195-231.
20.Levy-Yeyati, E., and Sturzenegger, F., 2007 Fear of Appreciaiton.
The World Bank Policy Research Working Paper No: 4387.
21.Miyajima K., 2005, The Link between Economic Growth and the Real Exchange Rate - the Role of the Nontradable Sector
22.Montiel, P J And Serven L.,, 2008 Real Exchange Rates, Saving and Growth: Is There a Link? World Bank Policy Research Working
23.Moreno, R (1999), “Depreciation and Recessions in East Asia,”
Federal Reserve Bank of San Francisco Economic Review, 3: 27-40.
24.Rapetti M., Skott P., Razmi A., 2011 The Real Exchange Rate and Economic Growth: are Developing Countries Different? Working Paper 2011‐07
25.Razmi A.,, Rapetti M., and Skott P., 2012 The real exchange rate and economic development Structural Change and Economic Dynamics,
26.Rodrik, D., 2008 The Real Exchange Rate and Economic Growth,
Brookings Papers on Economic Activity, Fall, 365-412.
27.Sekkat K., 2012 Exchange rate undervaluation, Financial Development and Growth Economic Research Forum Working paper
28.Squalli, J., and Wilson, K., 2007 How Open are Arab Economies?
An Examination with the CTI Measure Economic Policy Research Working paper, No 07-01
29.http://www.imf.org/external/data.htm
30.http://unctadstat.unctad.org/ReportFolders/reportFolders.aspx
31.http://aric.adb.org/macroindicators
32.http://www.gso.gov.vn/
33.http://www.statistics.gov 34.http://www.ozforex.com.au/forex- tools/historical-rate-tools 35.http://www.economywatch.com/economic- statistics/
Phụ lục 1: Số liệu tính toán của các biến trong mô hình
Tỷ giá hối đoái thực đa phương
GDP bình quân đầu người (usd/người) Đầu tư Phát triển tài chính
Số liệu tính toán độ mở cửa thương mại
GDP (tỷ VND) Độ mở cửa thương mại
Số liệu tính toán biến chi tiêu của chính phủ
Thời gian Chi tiêu chính phủ
Chi tiêu chính phủ/ GDP
