GIỚI THIỆU CHUNG
Thâm hụt tài khoản vãng lai kéo dài ở các nước đang phát triển thu hút sự chú ý lớn từ các nhà kinh tế và chính sách, buộc họ phải xem xét vai trò và tầm quan trọng của nó đối với sản lượng kinh tế Các cuộc tranh luận xoay quanh việc xác định các yếu tố ảnh hưởng đến thâm hụt tài khoản vãng lai và liệu nó có phải là một cấu trúc bền vững hay cần thay đổi chính sách để ngăn ngừa khủng hoảng tài chính.
Kể từ năm 1989, khi nền kinh tế Việt Nam bắt đầu trải qua những chuyển đổi quan trọng, tình trạng thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai đã giảm nhanh chóng.
Từ năm 1993, Việt Nam đã bắt đầu tìm kiếm nguồn tài trợ từ nhiều quốc gia, dẫn đến việc cán cân vãng lai thâm hụt trở lại với mức độ ngày càng lớn Tuy nhiên, mức thâm hụt này đã được cải thiện trong giai đoạn 1997 - 1998 và đạt thặng dư vào năm 1999 nhờ vào nỗ lực của Chính phủ trong việc kiểm soát nhập khẩu Cuộc khủng hoảng tài chính khu vực đã ảnh hưởng tiêu cực đến dòng vốn đầu tư nước ngoài (FDI), khiến số lượng và mức giải ngân các dự án FDI mới giảm mạnh sau năm 1998 Sau một thời gian dài thâm hụt, cán cân vãng lai đã chuyển sang thặng dư vào năm 1999, nhưng sau đó lại chuyển sang thâm hụt khi tốc độ tăng nhập khẩu vượt quá xuất khẩu Từ năm 2002, thâm hụt cán cân vãng lai tiếp tục diễn ra, nhưng ở mức giảm dần cho đến năm 2006 Đặc biệt, trong giai đoạn 2007 – 2009, khi Việt Nam hội nhập sâu hơn vào kinh tế toàn cầu, thâm hụt cán cân vãng lai đã tăng vọt, đạt mức kỷ lục 11,95% vào năm 2008, mức thâm hụt cao nhất trong hơn 10 năm.
Theo chuẩn mực quốc tế, thâm hụt cán cân vãng lai vượt mức 3% GDP là đáng báo động, trong khi Việt Nam hiện đang ở mức 14-15% so với GDP, cao hơn so với tiêu chuẩn 10% Sự gia tăng thâm hụt thương mại và cán cân vãng lai trong những năm gần đây có thể ảnh hưởng nghiêm trọng đến tính bền vững của nền kinh tế, đồng thời tạo áp lực giảm giá cho đồng nội tệ.
Hình 1.1 Tài khoản vãng lai Việt Nam giai đoạn 1983 – 2012
Nguồn: ADB’s Statistical Database System Online.
Diễn biến tài khoản vãng lai phản ánh hiệu quả của nền kinh tế vĩ mô và đưa ra các kiến nghị chính sách vĩ mô quan trọng.
Hiểu rõ các yếu tố ảnh hưởng đến tài khoản vãng lai trong cả ngắn hạn và dài hạn có thể mang lại những gợi ý quan trọng cho chính sách Nhiều mô hình lý thuyết trong tài liệu đã cố gắng giải thích hành vi của tài khoản vãng lai, mỗi mô hình đều xác định các yếu tố khác nhau tác động đến tài khoản này, từ đó giúp chúng ta phân biệt giữa các lý thuyết khác nhau.
Diễn biến tài khoản vãng lai của Việt Nam từ 1983 - 2012
Luận văn này nhằm phân tích tác động của các nhân tố vĩ mô đến tài khoản vãng lai ở Việt Nam, giúp giải thích biến động của tài khoản này trong ngắn hạn và dài hạn Nghiên cứu sử dụng mô hình tự hiệu chỉnh sai số (VECM) để khảo sát mối quan hệ dài hạn và tác động ngắn hạn của các biến kinh tế vĩ mô lên thâm hụt tài khoản vãng lai Kết quả cho thấy có mối quan hệ dài hạn giữa các biến này, với tỷ giá danh nghĩa và thâm hụt tài khóa tác động cùng chiều, trong khi tiết kiệm tư nhân và nợ nước ngoài có tác động ngược chiều Phân tích nhân quả Granger chỉ ra mối quan hệ một chiều trong ngắn hạn giữa thâm hụt tài khoản vãng lai với thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài.
Từ mục đích trên, một số câu hỏi nghiên cứu được đặt ra như sau:
1 Có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến nghiên cứu hay không?
2 Các nhân tố nào trong ngắn hạn tác động đến tài khoản vãng lai?
3 Có mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa tài khoản vãng lai và các biến kinh tế vĩ mô ở Việt Nam hay không?
Bài luận văn này gồm các phần sau:
Phần 1, trình bày tổng quan về tình hình cán cân tài khoản vãng lai của Việt Nam giai đoạn 1983 – 2012
Phần 2, sẽ trình bày khung lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm về các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai
Trong phần 3 của bài luận, tôi sẽ trình bày phương pháp nghiên cứu Cụ thể, tôi áp dụng mô hình VECM để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến thâm hụt tài khoản vãng lai trong cả ngắn hạn và dài hạn.
Phần 4, là kết quả nghiên cứu thực nghiệm
Phần 5, là kết luận và kiến nghị chính sách
KHUNG LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
Khung lý thuyết
Có ba mô hình lý thuyết cơ bản giải thích các nhân tố ảnh hưởng đến tài khoản vãng lai: phương pháp tiếp cận hệ số co giãn, phương pháp tiếp cận chi tiêu/cân bằng tiết kiệm đầu tư, và phương pháp tiếp cận các nhân tố ngắn hạn.
Phương pháp tiếp cận hệ số co giãn tập trung vào việc phân tích hệ số co giãn của nhu cầu để đánh giá sự biến động của nhu cầu hàng hóa theo mức giá Phương pháp này giúp hiểu rõ hơn về cách mà giá cả ảnh hưởng đến hành vi tiêu dùng.
CA là khoảng cách giữa xuất khẩu và nhập khẩu Số lượng nhập khẩu (QI) và xuất khẩu (QX) được xác định tương ứng như sau:
Q X = g(Y*, EP*/P), g1 > 0, g2 > 0 Trong đó: E là tỷ giá hối đoái danh nghĩa
P là giá hàng hóa trong nước P* là giá hàng hóa nước ngoài
Số lượng hàng hóa xuất khẩu và nhập khẩu phụ thuộc vào hai yếu tố chính: biến thu nhập trong nước và nước ngoài, cùng với tỷ giá hối đoái thực Khi xem P là giá xuất khẩu và P* (hoặc EP* bằng đồng nội tệ) là giá nhập khẩu, ta có thể phân tích mối quan hệ giữa chúng.
Phương pháp này được sử dụng phổ biến để đánh giá ảnh hưởng của tiền tệ, tỷ giá và dòng chảy thương mại đối với tài khoản vãng lai Tuy nhiên, nhược điểm của nó là chỉ tập trung vào thị trường hàng hóa thương mại mà không xem xét sự tương tác với các thị trường khác trong nền kinh tế tổng thể.
Theo phương pháp tiếp cận chi tiêu, tài khoản vãng lai được xác định là sự chênh lệch giữa thu nhập quốc dân và chi tiêu Điều này có thể được hiểu thông qua đồng nhất thức của tài khoản thu nhập quốc dân.
Trong đó: Y: Thu nhập C: Tiêu dùng tư nhân I: Đầu tư tư nhân G: Chi tiêu chính phủ X: Xuất khẩu
C + I + G thường được gọi là “nhu cầu nội địa” Nhưng ở đây, chúng ta sử dụng thuật ngữ kỹ thuật “hấp thụ” hay là “A”
Cán cân tài khoản vãng lai CA = X – M (bỏ qua các thành phần khác của tài khoản vãng lai như viện trợ, kiều hối…)
Từ phương trình (2.1) và (2.2), ta có:
Tài khoản vãng lai phản ánh sự chênh lệch giữa sản lượng quốc gia (thu nhập Y) và mức chi tiêu (A) cho tiêu dùng và đầu tư Nếu nền kinh tế chi tiêu vượt quá thu nhập, sẽ dẫn đến thâm hụt tài khoản vãng lai và cần nhập khẩu từ các quốc gia khác Ngược lại, nếu chi tiêu thấp hơn thu nhập, tài khoản vãng lai sẽ thặng dư Do đó, việc điều tiết cán cân vãng lai yêu cầu quản lý hợp lý mức thu nhập và chi tiêu của nền kinh tế.
Phương pháp tiếp cận Tiết kiệm – Đầu tư tương tự như phương pháp tiếp cận hấp thụ, do đó hai phương pháp này thường được coi là một Cả hai đều liên quan đến cách thức thu nhập quốc gia được đồng nhất hóa.
Với thu nhập quốc gia được sử dụng cho mục đích tiêu dùng, tiết kiệm và nộp thuế vào ngân sách nhà nước
Y = C + S + T (2.4) Trong đó, S: Tiết kiệm tư nhân
Từ phương trình (2.1) và (2.4), ta có:
Tài khoản vãng lai được xác định bởi tiết kiệm ròng của khu vực tư nhân và khu vực chính phủ Khi tài khoản vãng lai thâm hụt, điều này cho thấy khu vực tư nhân, khu vực chính phủ, hoặc cả hai đều có tiết kiệm âm Để giảm thâm hụt tài khoản vãng lai, cần tăng cường tiết kiệm ròng của khu vực tư nhân hoặc khu vực chính phủ.
Mất cân đối trên tài khoản vãng lai phản ánh sự không đồng nhất giữa đầu tư và tiết kiệm, với cán cân tài khoản vãng lai là hiệu số giữa hai yếu tố này Sự sụt giảm trong tổng tiết kiệm quốc gia sẽ kéo theo sự giảm sút trong tổng đầu tư Tổng tiết kiệm quốc gia bao gồm tiết kiệm từ khu vực tư nhân và khu vực công, trong đó thâm hụt ngân sách có thể làm giảm tổng tiết kiệm nếu không được bù đắp bằng tiết kiệm khu vực tư nhân Do đó, bất kỳ gia tăng nào trong thâm hụt ngân sách mà không đi kèm với sự gia tăng trong tiết kiệm khu vực tư nhân sẽ dẫn đến những hệ lụy tiêu cực cho nền kinh tế.
Sự sụt giảm trong tiết kiệm có thể dẫn đến giảm đầu tư khu vực tư nhân, thường được bù đắp bằng việc vay nợ từ nước ngoài hoặc thu hút dòng vốn nước ngoài vào nền kinh tế.
Phương pháp tiếp cận các nhân tố ngắn hạn dựa trên kinh tế vi mô xác định tài khoản vãng lai thông qua hoạt động cho vay và đi vay Một quốc gia có thặng dư tài khoản vãng lai cho thấy thu nhập vượt quá chi tiêu, với xuất khẩu lớn hơn nhập khẩu, khiến quốc gia đó trở thành người cho vay ròng Ngược lại, thâm hụt tài khoản vãng lai biểu thị chi tiêu vượt quá thu nhập, với nhập khẩu cao hơn xuất khẩu, buộc quốc gia đó phải đi vay từ các nước khác.
Các nghiên cứu thực nghiệm
Nợ nước ngoài, hay còn gọi là nợ ngoại, là một phần của tổng nợ quốc gia được vay từ các quốc gia khác Người vay có thể là chính phủ, doanh nghiệp hoặc cá nhân Các khoản nợ này bao gồm nợ đối với ngân hàng thương mại, các chính phủ khác, và các tổ chức tài chính quốc tế như Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) và Ngân hàng Thế giới.
Nợ nước ngoài ảnh hưởng đến tài khoản vãng lai thông qua tiết kiệm, tiêu dùng tư nhân và chi tiêu chính phủ, bù đắp cho chênh lệch tiết kiệm đầu tư Nếu được sử dụng hiệu quả cho đầu tư tư nhân và chi tiêu chính phủ, nợ nước ngoài có thể hỗ trợ phát triển kinh tế, tăng sản xuất và tạo nguồn cung ngoại tệ để trả nợ Ngược lại, nếu các khoản vay là ngắn hạn hoặc đầu tư vào các kênh kém hiệu quả, tác động sẽ tiêu cực, tương tự như ảnh hưởng của FDI.
Chi tiêu và đầu tư công kém hiệu quả dẫn đến thâm hụt ngân sách, làm gia tăng nhập khẩu và tạo ra vòng xoáy nợ nần cao hơn Điều này không chỉ làm tăng lãi suất vay mà còn gây khó khăn trong việc tìm nguồn tài trợ cho thâm hụt thương mại, đe dọa sự bền vững của cán cân thanh toán và ổn định kinh tế.
Nghiên cứu của Theo Levent Bulut (2011) chỉ ra rằng nợ nước ngoài ròng có tác động gián tiếp làm giảm thâm hụt tài khoản vãng lai tại các nước đang phát triển trong trung hạn Kết quả cho thấy mối liên hệ chặt chẽ giữa tỷ lệ tiết kiệm và đầu tư, từ đó nhấn mạnh vai trò của nợ nước ngoài trong việc cải thiện cán cân tài khoản vãng lai.
Jawaid và Raza (2013) đã nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Pakistan, và phát hiện ra rằng có mối quan hệ nghịch chiều giữa tài khoản vãng lai và nợ nước ngoài.
Kwalingana và Nkuna (2009) đã thực hiện phân tích đồng liên kết để xác định các yếu tố ảnh hưởng đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Malawi trong cả ngắn hạn và dài hạn Nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ cùng chiều bền vững giữa thâm hụt tài khoản vãng lai và nợ nước ngoài, chỉ ra rằng việc tích lũy nợ theo thời gian có thể dẫn đến sự suy giảm của tài khoản vãng lai.
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa tăng cho thấy sự mất giá của đồng nội tệ, khiến hàng hóa nhập khẩu trở nên đắt đỏ hơn so với hàng hóa nội địa Điều này dẫn đến việc giảm nhu cầu nhập khẩu và tăng xuất khẩu, từ đó làm giảm thâm hụt tài khoản vãng lai Nói cách khác, tỷ giá hối đoái có tác động ngược chiều lên tài khoản vãng lai.
Ang và Sek (2011) đã thực hiện một nghiên cứu so sánh nhằm xác định các yếu tố quyết định thặng dư và thâm hụt tài khoản vãng lai Nghiên cứu này tập trung vào hai nhóm quốc gia: nhóm có thặng dư tài khoản vãng lai và nhóm có thâm hụt tài khoản vãng lai trong giai đoạn từ năm 2011.
1973 – 2010 Kết quả bài nghiên cứu cho thấy một sự gia tăng trong tỷ giá hối
Khi đồng nội tệ tăng giá, xuất khẩu sẽ giảm do giá hàng hóa trong nước trở nên cao hơn so với hàng hóa nước ngoài, dẫn đến tình trạng tài khoản vãng lai xấu đi.
Nghiên cứu của Jawaid và Raza (2013) chỉ ra rằng tỷ giá có mối quan hệ cùng chiều với thâm hụt tài khoản vãng lai ở Pakistan, cho thấy các nhân tố tác động đến tình hình tài chính của quốc gia này.
Nghiên cứu của Kwalingana và Nkuna (2009) chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng tích cực đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Malawi Các phát hiện này cho thấy rằng chính phủ có khả năng kiểm soát biến động tài khoản vãng lai thông qua chính sách tỷ giá, từ đó nhấn mạnh vai trò quan trọng của chính sách tỷ giá trong việc giảm thiểu thâm hụt tài khoản vãng lai.
Nghiên cứu của Calderon, Chong và Loayza (2002) chỉ ra rằng có mối liên hệ giữa thâm hụt tài khoản vãng lai và các biến kinh tế vĩ mô Cụ thể, sự gia tăng tỷ giá hối đoái sẽ dẫn đến việc gia tăng thâm hụt tài khoản vãng lai ở các nước đang phát triển.
Thâm hụt ngân sách theo phương pháp tiếp cận Tiết kiệm – Đầu tư cho thấy rằng tài khoản vãng lai sẽ có thặng dư khi khu vực tư nhân hoặc ngân sách chính phủ đạt thặng dư tiết kiệm ròng Ngược lại, tài khoản vãng lai sẽ thâm hụt khi khu vực tư nhân hoặc ngân sách chính phủ gặp thâm hụt tiết kiệm ròng.
Hanan Morsy (2009) đã tiến hành nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến tài khoản vãng lai trong trung hạn, dựa trên dữ liệu của 28 quốc gia xuất khẩu dầu trong giai đoạn từ năm.
Nghiên cứu từ năm 1970 đến 2006 cho thấy có mối quan hệ tích cực giữa cán cân ngân sách và tài khoản vãng lai Cán cân ngân sách không chỉ ảnh hưởng đến tài khoản vãng lai trong ngắn hạn mà còn có tác động đáng kể trong dài hạn.
CƠ SỞ DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Cơ sở dữ liệu
Bài luận văn này sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian theo năm giai đoạn từ năm
From 1983 to 2012, an analysis was conducted on the factors influencing the current account in Vietnam Data was collected from reputable sources including the IMF's International Financial Statistics databank, the World Bank, the Asian Development Bank, and Thomson Reuters.
Các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam bao gồm nợ nước ngoài, thâm hụt ngân sách, tiết kiệm tư nhân, tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại, dựa trên các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm Dữ liệu thống kê được trình bày trong Bảng 3.1.
Bảng 3.1 Thống kê mô tả dữ liệu
Thời gian mẫu từ năm 1983 đến năm 2012
Biến Tên ĐVT Mean Min Max
CA Tài khoản vãng lai % -4.19 -13.06 7.44
FD Thâm hụt ngân sách % -3.92 -10.12 1.33
ER Tỷ giá danh nghĩa VND/USD 11319.52 1.29 20828
TB Cán cân thương mại % -7.54 -17.79 1.45
PS Tiết kiệm tư nhân % 22.71 0.068 36.54
Phương trình xác định các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai như sau:
Ca = f (ED, FD, NEER, TB, PS) (3.1)
Tài khoản vãng lai (CA) được đo lường bằng tỷ lệ % thâm hụt so với GDP, bao gồm cán cân thương mại, thu nhập ròng và các khoản chuyển giao vốn Cán cân thương mại là sự chênh lệch giữa xuất khẩu và nhập khẩu hàng hóa, dịch vụ Thâm hụt tài khoản vãng lai cho thấy mức tiết kiệm quốc gia thấp hơn so với đầu tư hoặc tỷ lệ đầu tư cao, phản ánh sự khác biệt giữa tiết kiệm và đầu tư trong cả khu vực công và tư.
Cán cân vãng lai của Việt Nam chủ yếu bị ảnh hưởng bởi cán cân thương mại, với giao dịch hàng hóa chiếm 70% - 85% tổng thu chi Cán cân chuyển giao vốn vãng lai ròng, bao gồm viện trợ và kiều hối, góp phần giảm thâm hụt tài khoản vãng lai Thâm hụt này được bù đắp đáng kể nhờ thu nhập từ chuyển giao vốn và các giao dịch kinh tế khác trong cán cân vốn và tài chính Lượng kiều hối và dòng vốn chảy vào Việt Nam đóng vai trò quan trọng trong việc khắc phục thiếu hụt của cán cân vãng lai.
ED: Nợ nước ngoài đo lường bằng tỷ lệ % nợ nước ngoài so với GPD
Quy mô nợ nước ngoài của Việt Nam đang gia tăng đáng kể, với tỷ lệ nợ nước ngoài so với GDP tăng từ 31,4% năm 2006 lên 41,5% năm 2011, đạt khoảng 1.042 nghìn tỷ đồng, tương đương 50 tỷ USD Hiện tại, nợ nước ngoài chiếm 30% trong tổng cơ cấu nợ công của Việt Nam.
Nợ nước ngoài của Việt Nam đang gia tăng, kéo theo tổng nợ công tăng lên, hiện ở mức cao so với các nước trong khu vực như Thái Lan (44% GDP), Indonesia (39,7% GDP) và Philippines (47,3% GDP) Mặc dù chỉ số nợ nước ngoài vẫn được xem là trong mức an toàn, nhưng tình hình đang xấu đi, với tỷ lệ dự trữ ngoại hối so với tổng dư nợ ngắn hạn giảm mạnh từ 290 lần vào năm 2009 xuống gần 100 lần so với năm 2008 Các chỉ số nghĩa vụ trả nợ so với xuất khẩu và thu ngân sách cũng gia tăng, tạo áp lực lên nguồn vay cho thâm hụt tài khoản vãng lai Đặc biệt, trong năm 2010, tỷ lệ vốn vay có lãi suất cao từ 6 đến 10% đã tăng lên 7,52% so với 3,84% năm 2009 Nếu xu hướng này tiếp diễn mà không có biện pháp quản lý hiệu quả, nợ nước ngoài có thể trở nên không an toàn.
FD: Thâm hụt ngân sách đo lường bằng tỷ lệ % thâm hụt ngân sách so với
Thâm hụt ngân sách nhà nước của Việt Nam thường đi kèm với thâm hụt cán cân vãng lai, tương tự như tình trạng của Mỹ Nguyên nhân chính dẫn đến thâm hụt cán cân vãng lai là thâm hụt ngân sách, diễn ra liên tục trong hơn một thập kỷ qua với mức độ gia tăng đáng kể Cụ thể, thâm hụt ngân sách không bao gồm chi trả nợ gốc trung bình giai đoạn 2003 - 2007 chỉ là 1,3% GDP, nhưng đã tăng lên 2,7% GDP trong giai đoạn 2008 - 2012 Đặc biệt, trong những năm gần đây, tình trạng thâm hụt ngân sách kéo theo sự gia tăng nhanh chóng của nợ công.
Tổng nợ công của Việt Nam đã gia tăng từ khoảng 40% GDP vào cuối năm 2007 lên 57% GDP vào cuối năm 2010, với một sự giảm nhẹ vào năm 2011 Trong cùng thời gian đó, nợ nước ngoài của Việt Nam cũng đã tăng từ 32% lên gần 42% GDP.
Trung bình trong hai năm 2009 – 2010, con số thâm hụt ngân sách của Việt Nam thuộc diện cao nhất so với các nước trong khu vực, vào khoảng 6% GDP/năm
Con số này gấp khoảng 6 lần so với con số tương ứng của Indonesia, gấp 2 lần so
Thâm hụt ngân sách có tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai, nhưng hiệu ứng này thường có độ trễ và kéo dài trong dài hạn Đặc biệt, tại Việt Nam, sự chậm trễ trong tiến độ thực hiện các dự án đầu tư công khiến cho độ trễ giữa thâm hụt ngân sách và thâm hụt thương mại có thể lên tới một năm.
NEER: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa được tính bằng bình quân gia quyền của một rổ ngoại tệ
Chính sách tỷ giá "cố định linh hoạt" của Việt Nam gắn với đồng đôla Mỹ đã dẫn đến một số diễn biến tỷ giá không phản ánh đúng thực tế thị trường, đặc biệt trong bối cảnh chính sách tiền tệ nới lỏng, góp phần làm giảm kim ngạch xuất khẩu và tăng kim ngạch nhập khẩu Mặc dù tỷ giá danh nghĩa USD/VND có xu hướng tăng theo thời gian và biên độ dao động được điều chỉnh linh hoạt, nhưng tỷ giá thực RER và REER lại giảm dần do chênh lệch tốc độ lạm phát giữa Việt Nam và các nước đối tác thương mại chính, làm giảm sức cạnh tranh hàng hóa Việt Nam trên thị trường quốc tế Tình trạng này một phần lý giải cho thâm hụt cán cân thương mại ngày càng lớn của Việt Nam trong thời gian qua.
TB: Cán cân thương mại đo bằng tỷ lệ % cán cân thanh toán so với GDP
Cán cân vãng lai của Việt Nam chủ yếu bị ảnh hưởng bởi cán cân thương mại, với giao dịch hàng hóa chiếm khoảng 70% - 85% tổng thu và chi Trong những năm gần đây, xuất nhập khẩu của Việt Nam đã bị tác động mạnh mẽ từ việc gia nhập WTO Mặc dù kim ngạch xuất khẩu tăng trưởng nhanh, nhưng vẫn không theo kịp tốc độ tăng trưởng nhập khẩu do rào cản thuế quan được xóa bỏ, dẫn đến hàng hóa nước ngoài tràn vào Việt Nam Việc tăng tốc xuất khẩu không phải là điều đơn giản và đòi hỏi nhiều nỗ lực.
Tình hình thương mại Việt Nam đã gặp khó khăn trong một thời gian dài, dẫn đến thâm hụt thương mại gia tăng, đạt mức 17,79% so với GDP vào năm 2008.
Theo các chuyên gia kinh tế, tình trạng xuất khẩu hàng hóa của Việt Nam gặp khó khăn do chưa tham gia sâu vào chuỗi cung ứng toàn cầu Giá trị gia tăng trong nhóm hàng xuất khẩu còn thấp và chỉ tập trung vào một số mặt hàng chủ lực, khiến nền kinh tế dễ bị tổn thương trước các cú sốc từ bên ngoài Đồng thời, nhu cầu nhập khẩu nguyên liệu phục vụ chế biến hàng xuất khẩu và xây dựng cơ sở hạ tầng trong những năm qua đã tăng nhanh đáng kể.
PS: Tiết kiệm tư nhân đo bằng tỷ lệ % tiết kiệm tư nhân so với GDP
Nguyên nhân chính dẫn đến thâm hụt cán cân vãng lai ở Việt Nam là sự mất cân đối giữa tiết kiệm và đầu tư trong nước.
Mức thâm hụt cán cân vãng lai tại Việt Nam đã gia tăng do nhu cầu đầu tư vượt quá mức tiết kiệm trong nền kinh tế, bao gồm cả khu vực nhà nước Tỷ lệ tiết kiệm đã giảm từ 32.8% năm 2001 xuống còn 29.69% năm 2011, trong khi nhu cầu đầu tư đạt đỉnh 43,13% GDP vào năm 2007 Mặc dù có sự thu hẹp đầu tư do khủng hoảng kinh tế, tỷ lệ đầu tư trên GDP vẫn cao hơn mức tiết kiệm, dẫn đến việc phụ thuộc vào nguồn lực bên ngoài Hình 3.1 minh họa rõ khoảng cách giữa tiết kiệm và đầu tư trong những năm gần đây.
Hình 3.1 Tỷ lệ tiết kiệm và đầu tư so với GDP của Việt Nam giai đoạn 1999 – 2012
Nguồn: Tổng hợp từ IMF Country Report No.12/165, July 2012
Phương pháp nghiên cứu
Bài luận này áp dụng kỹ thuật phân tích dữ liệu thời gian để khảo sát mối quan hệ giữa tài khoản vãng lai và các biến vĩ mô Trong phân tích chuỗi thời gian, việc ước lượng mô hình bằng phương pháp hồi quy bé nhất có thể dẫn đến vấn đề hồi quy giả mạo nếu chuỗi dữ liệu không dừng Do đó, chuỗi dữ liệu cần phải đạt yêu cầu dừng, tức là có giá trị trung bình bằng 0, phương sai không đổi theo thời gian, và hiệp phương sai chỉ phụ thuộc vào khoảng cách giữa các thời điểm Kiểm định nghiệm đơn vị là công cụ phổ biến để xác định tính dừng của chuỗi thời gian, với chuỗi không dừng có nghiệm đơn vị Để kiểm tra tính dừng, tôi áp dụng phương pháp Augmented Dickey Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP).
Tỷ lệ tiết kiệm và đầu tư của Việt Nam 1999 - 2012
Tiết kiệm/GDP (%) Đầu tư/GDP (%)
Kiểm định Dickey Fuller (DF) áp dụng với các hồi quy được thực hiện ở các dạng sau:
∆Y t = β 1 + β 2 t + δY t-1 + u t (3.4) Trong đó, t là biến xu hướng hoặc biến thời gian Trong mỗi trường hợp giả thuyết H0 sẽ là δ = 0, tức là có nghiệm đơn vị
Nếu số hạng sai số ut là tự tương quan, ta sẽ biến đổi (3.4) thành:
Để xác định số lượng các số hạng sai phân của độ trễ cần thiết trong mô hình, ta sử dụng công thức ∆𝑌 𝑡−1 = 𝑌 𝑡−1 − 𝑌 𝑡−2 và ∆𝑌 𝑡−2 = 𝑌 𝑡−2 − 𝑌 𝑡−3, thường được xác định qua thực nghiệm Số hạng sai số trong phương trình (3.5) là độc lập với chuỗi dữ liệu Giả thuyết H0 được thiết lập với δ = 0 hoặc ρ = 1, cho thấy Y có nghiệm đơn vị và không dừng Khi thực hiện kiểm định DF cho các mô hình như (3.5), phương pháp này được gọi là kiểm định gia tăng Dickey Fuller (ADF) Trị thống kê của kiểm định ADF có phân bổ tiệm cận tương tự như trị thống kê DF, cho phép sử dụng các giá trị tới hạn giống nhau.
Phillips-Perron (1988) đã phát triển một số kiểm định nghiệm đơn vị, trở nên phổ biến trong phân tích chuỗi thời gian tài chính Kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp PP khác với kiểm định ADF chủ yếu ở cách xử lý tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất của phần sai số Cụ thể, kiểm định ADF sử dụng tham số tự hồi quy để ước tính cấu trúc sai số ARMA trong phân tích hồi quy, trong khi kiểm định PP bỏ qua bất kỳ tương quan chuỗi nào trong phân tích hồi quy.
Trong phân tích hồi quy, sai số 𝑢 𝑡 được xem là I(0) và có thể có phương sai không đồng nhất Kiểm định PP giúp khắc phục vấn đề tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất của sai số 𝑢 𝑡 bằng cách điều chỉnh trực tiếp kiểm định thống kê 𝑡 𝜋=0.
𝑇 π ̂ Những thống kê được điều chỉnh, ký hiệu 𝑍 𝑡 và 𝑍 𝜋 , được đưa ra bởi:
𝑇 2 𝑆𝐸(π̂) 𝜎̂ 2 (𝜆̂ 2 − 𝜎̂ 2 ) Các thuật ngữ 𝜎̂ 2 và 𝜆̂ 2 là ước tính phù hợp của các tham số biến đổi
Giả thuyết H0 đặt ra là π = 0, trong khi thống kê 𝑍 𝑡 và 𝑍 𝜋 của phương pháp PP có phân phối tiệm cận tương tự như thống kê t và thống kê chuẩn hóa của phương pháp ADF Phương pháp PP mang lại lợi ích so với ADF nhờ khả năng xử lý phương sai không đồng nhất của sai số 𝑢 𝑡 và không yêu cầu chiều dài độ trễ trong phân tích hồi quy.
3.2.2 Đồng liên kết và mô hình VECM
Engle và Granger (1987) chỉ ra rằng chuỗi thời gian có thể không ổn định với dữ liệu gốc, nhưng có thể trở thành ổn định sau khi thực hiện lấy sai phân Nếu một tổ hợp tuyến tính của các chuỗi dữ liệu không ổn định tạo thành một chuỗi ổn định, thì chúng được coi là có mối quan hệ đồng liên kết, thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa các chuỗi dữ liệu này.
Các chuỗi ngẫu nhiên 𝑦 1 , 𝑦 2 , … , 𝑦 𝑚 được gọi là đồng liên kết nếu:
Tồn tại tổ hợp tuyến tính của chúng mà tổ hợp này là I(d) trong đó d
r Thống kê sử dụng là: λ trace (r) = −T ∑ ln (1 − λ̂ i ) n r+1
Kiểm định dựa trên giá trị riêng lớn nhất:
H0: số quan hệ đồng tích hợp = r
H1: số quan hệ đồng tích hợp = r+1 Thống kê sử dụng là: λmax(r,r+1) = -Tln(1- λ̂ )
Các ước lượng giá trị riêng được sắp xếp theo thứ tự giảm dần Các kiểm định được thực hiện tuần tự từ trên xuống và dừng lại khi giả thuyết H0 bị bác bỏ.
Phương pháp đồng liên kết của Johansen có thể được viết theo mô hình tự hồi quy vector bậc p
Trong đó, X t là (𝑛 × 1) vector không dừng của các biến tích hợp bậc nhất,
A 0 là (𝑛 × 1) vector hằng số, 𝑝 là độ trễ tối đa, B j là (𝑛 × 𝑛) ma trận hệ số và e t là (𝑛 × 1) vector nhiễu trắng
Mô hình vector tự hiệu chỉnh sai số (VECM) được hỗ trợ bởi sự tồn tại của các vector đồng liên kết, cho thấy khả năng điều chỉnh độ lệch trong ngắn hạn nhằm đạt được cân bằng dài hạn Mô hình này cũng phân tích mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến.
Phương trình VECM tổng quát:
∆Xt: là sai phân bậc nhất của Xt Ψi = – (I – Γ1 – Γ2 –…– Γi) Π = – (I – Γ1 – Γ2 –…– Γp), trong đó I là ma trận đơn vị và i = (1,2,…, p – 1)
Nếu ma trận Π chứa các cột độc lập tuyến tính với r < k, trong đó k là số biến trong Xt, thì phương trình VECM thể hiện mối quan hệ dài hạn qua công thức Π = αβ Ở đây, α và β là hai ma trận kích thước 5 × r, trong đó β đại diện cho các vector đồng liên kết, còn α là tham số điều chỉnh cho mỗi đồng liên kết trong các phương trình của VECM.
Mục đích của việc kiểm tra số lượng vector đồng liên kết 𝑟 như β1, β2, …, βr là để xác định mối quan hệ giữa các biến Số vector đồng liên kết có thể được đánh giá thông qua hai chỉ số chính: Trace statistic và Maximum eigenvalue Cụ thể, công thức λ trace (r) = – T ∑ 𝑝 𝑖=𝑗+1 ln(1 −λj) và λ max (r, r + 1) = – Tln(1 – λr+1) được sử dụng để tính toán Trong đó, 𝑟 đại diện cho số vector đồng liên kết, T là tổng số quan sát có sẵn, và 𝜆𝑗 là giá trị ước tính thứ 𝑗 hoặc giá trị đặc trưng từ ma trận Π.
Phương trình (3.7) có thể viết lại như sau:
Trong phương trình (3.8), βXt-p mối quan hệ đồng liên kết tối đa (k – 1) đảm bảo rằng Xt đạt cân bằng trong dài hạn
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Kiểm định tính dừng
Trước khi kiểm tra mối quan hệ dài hạn, cần xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu thông qua các kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP) Kết quả từ bảng 4.1 cho thấy giả thuyết H0 không thể bị bác bỏ ở các mức ý nghĩa, chỉ ra rằng các chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị và không có tính dừng Tuy nhiên, khi thực hiện sai phân bậc nhất, giả thuyết H0 bị bác bỏ tại tất cả các mức ý nghĩa, cho thấy rằng tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc nhất.
Bảng 4.1 Kiểm định tính dừng
Các biến ADF Test PP Test Bậc tích
H 0 : Các biến là không dừng H 0 : Các biến là không dừng hợp
Ghi chú: ***, ** và * tương ứng các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Kiểm tra độ trễ phù hợp
Khi phân tích chuỗi thời gian, việc lựa chọn độ trễ phù hợp là rất quan trọng vì nó có thể ảnh hưởng đến kết quả phân tích Do đó, cần thiết phải lựa chọn độ trễ dựa trên các tiêu chuẩn thích hợp Bảng 4.2 cung cấp thông tin chi tiết về các tiêu chuẩn này.
Theo tiêu chí Akaike (AIC), độ trễ được đề xuất là 2, trong khi tiêu chí Schwarz (SIC) chỉ ra rằng độ trễ 1 là đủ cho việc phân tích Do đó, dựa trên SIC, chúng tôi chọn độ trễ 1 để tiến hành phân tích kết quả.
Bảng 4.2 Lựa chọn độ trễ phù hợp
VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: CA ED NEER FD PS TB Exogenous variables: C
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) FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
Kiểm định phần dư
Để kiểm định tính dừng của phần dư trong mô hình, chúng tôi sử dụng phương pháp kiểm định Phillips – Perron (PP) và Augmented Dickey Fuller (ADF) Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của phần dư được thể hiện trong bảng 4.3, cho thấy rằng phần dư đáp ứng yêu cầu về tính dừng.
33 dư dừng ở chuỗi dữ liệu gốc và các biến là dừng ở sai phân bậc nhất, vì vậy tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến ở Việt Nam
Bảng 4.3 Kiểm định nghiệm đơn vị cho phần dư
1% Critical Value -3.679 5% Critical Value -2.968 10% Critical Value -2.623
Kiểm định đồng liên kết
Theo nguyên tắc chung, các biến không dừng không nên được sử dụng trong mô hình hồi quy để tránh hồi quy giả mạo Tuy nhiên, Engle và Granger (1987) chỉ ra rằng sự kết hợp tuyến tính của hai hay nhiều chuỗi thời gian không dừng có thể tạo thành chuỗi dừng Nếu có sự kết hợp tuyến tính dừng, các chuỗi không dừng sẽ được coi là có quan hệ đồng liên kết, cho thấy mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến Do tất cả các biến đều không dừng theo kết quả kiểm định ADF và PP trước đó, việc kiểm định đồng liên kết là cần thiết để xác định mối quan hệ dài hạn giữa các biến trước khi thực hiện phân tích sâu hơn.
Mối quan hệ đồng liên kết giúp chúng ta ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa các biến, đồng thời sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (VECM) để phân tích mối quan hệ ngắn hạn và điều chỉnh nhằm đạt được sự cân bằng lâu dài.
Phương pháp Johansen – Juselius, được phát triển vào năm 1990 và 1991, được áp dụng để xác định số lượng vector đồng liên kết Kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp này được trình bày trong Bảng 4, trong đó có hai giá trị thống kê quan trọng: Maximum Eigen và Trace statistics, được sử dụng để xác định số lượng quan hệ đồng liên kết.
Tại mức ý nghĩa 5%, cả hai kiểm định Trace statistics và Maximum Eigen đều xác nhận sự tồn tại của hai mối quan hệ đồng liên kết giữa tài khoản vãng lai và các biến giải thích, cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa chúng.
Kết quả được trình bày trong bảng trong Bảng 4.4 như sau:
Bảng 4.4 Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen
Date: 12/05/13 Time: 21:40 Sample (adjusted): 1985 2012 Included observations: 28 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: CA TB ED NEER FD PS
Lags interval (in first differences): 1 to 1 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
No of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
No of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Kết quả tại Bảng 4.4 cho thấy, tại mức ý nghĩa 5% tồn tại 2 mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến
Sau đây là kết quả chạy mô hình VECM với 2 vetor đồng liên kết
Bảng 4.5a Kết quả mô hình VECM
Vector Error Correction Estimates Date: 12/05/13 Time: 21:31 Sample (adjusted): 1985 2012 Included observations: 28 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Error Correction: D(CA) D(TB) D(ED) D(FD) D(NEER) D(PS)
Các hệ số đồng liên kết ước tính cho tài khoản vãng lai dựa trên vector chuẩn hóa đầu tiên như sau:
Xt = (CAt, EDt, FDt, NEERt, PSt)
B1 = (1, -0.089, 3.122, 1.41, -1.125) Mối quan hệ đồng liên kết có thể được thể hiện như sau:
CA = 0.457 – 0.089ED + 3.122FD + 1.58NEER – 1.125PS (4.1) [-4.523] [7.559] [2.405] [-7.042]
Hệ số của NEER và FD có mối quan hệ cùng chiều với tài khoản vãng lai, trong khi đó, hệ số của ED và PS lại có mối quan hệ ngược chiều với tài khoản vãng lai Tất cả các hệ số này đều có ý nghĩa thống kê.
R-squared 0.616305 0.549821 0.236309 0.514456 0.628912 0.234606 Adj R-squared 0.454750 0.360272 -0.085244 0.310016 0.472664 -0.087666 Sum sq resids 0.025483 0.014178 12.21913 0.008937 39971729 0.037114 S.E equation 0.036623 0.027317 0.801943 0.021688 1450.440 0.044197 F-statistic 3.814818 2.900676 0.734898 2.516419 4.025095 0.727976 Log likelihood 58.29698 66.50548 -28.12145 72.96674 -238.1310 53.03309 Akaike AIC -3.521213 -4.107535 2.651532 -4.569053 17.65221 -3.145221 Schwarz SC -3.093004 -3.679326 3.079741 -4.140844 18.08042 -2.717012 Mean dependent 0.003550 0.001423 0.016832 -0.000643 190.0770 0.006589 S.D dependent 0.049596 0.034153 0.769803 0.026109 1997.358 0.042379
Các tham số đồng liên kết đều có ý nghĩa thống kê, cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa thâm hụt tài khoản vãng lai và nợ nước ngoài là ngược chiều Hệ số này có ý nghĩa thống kê, phản ánh rằng tốc độ đầu tư trong nước cao hơn tỷ lệ tiết kiệm quốc gia, dẫn đến việc phải dựa vào vay nợ nước ngoài để đầu tư cho các dự án trong nước.
Nghiên cứu cho thấy thâm hụt tài khoản vãng lai và thâm hụt ngân sách có mối quan hệ cùng chiều, phù hợp với phương pháp Tiết kiệm – Đầu tư Thâm hụt ngân sách của Việt Nam trong thời gian qua đã dẫn đến sự suy giảm của tài khoản vãng lai Sự biến động của tài khoản vãng lai Việt Nam giai đoạn 1983 – 2012 luôn đi đôi với thâm hụt ngân sách.
Hình 4.1 Thâm hụt ngân sách và thâm hụt thương mại Việt Nam giai đoạn 1983 - 2012
Nguồn: ADB’s Statistical Database System Online
Thâm hụt ngân sách có tác động lớn nhất đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam Khi thâm hụt ngân sách giảm, cán cân tài khoản vãng lai sẽ được cải thiện Ngược lại, chính sách tài khóa mở rộng, bao gồm việc gia tăng chi tiêu hoặc giảm thuế, sẽ dẫn đến việc tăng thâm hụt ngân sách.
Thâm hụt ngân sách và thâm hụt thương mại
Khi tỷ lệ thâm hụt ngân sách so với GDP tăng 1%, thâm hụt tài khoản vãng lai sẽ tăng 3.122% Hệ số biến thiên của thâm hụt ngân sách trong mô hình là 3.122, cho thấy mối quan hệ chặt chẽ giữa thâm hụt ngân sách và thâm hụt tài khoản vãng lai.
Nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối đoái danh nghĩa có tác động tích cực đến tài khoản vãng lai Mặc dù tỷ giá danh nghĩa tăng gần đây, nhưng sự chênh lệch về tốc độ lạm phát giữa Việt Nam và các đối tác thương mại lớn, đặc biệt là Mỹ, đã dẫn đến tỷ giá thực giảm dần Cụ thể, lạm phát tại Việt Nam cao hơn nhiều so với Mỹ trong các năm 2008 và 2011, làm giảm sức cạnh tranh về giá cả hàng hóa của Việt Nam trên thị trường toàn cầu.
Thực tế này một phần lý giải tình trạng thâm hụt cán cân thương mại của Việt Nam trong thời gian qua trở nên lớn hơn
Tiết kiệm tư nhân có ảnh hưởng ngược chiều đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam Khi tỷ lệ tiết kiệm tư nhân gia tăng mà tỷ lệ đầu tư không thay đổi hoặc tăng ít hơn, khoảng cách giữa tiết kiệm và đầu tư sẽ giảm, từ đó làm giảm thâm hụt tài khoản vãng lai.
Bảng 4.5b Kết quả của mô hình VECM
Dependent Variable: D(CA) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1985 2012 Included observations: 28 after adjustments
Coefficient Std Error t-Statistic Prob
C(1) -1.293536 0.287739 -4.495521 0.0002 C(2) 0.815284 0.227480 3.583977 0.0020 D(CA(-1) 0.731389 0.311292 2.349526 0.0298 D(TB(-1) -0.458262 0.395609 -1.158372 0.2611 D(ED(-1) 0.036916 0.018552 1.989900 0.0612 D(FD(-1) 1.404484 0.354336 3.963710 0.0008 D(NEER(-1) 5.26E-06 4.59E-06 1.146797 0.2657 D(PS(-1) -0.269096 0.235885 -1.140791 0.2681 C(9) 0.000462 0.007143 0.064651 0.9491
R-squared 0.616305 Mean dependent var 0.003550 Adjusted R-squared 0.454750 S.D dependent var 0.049596 S.E of regression 0.036623 Akaike info criterion -3.521213 Sum squared resid 0.025483 Schwarz criterion -3.093004 Log likelihood 58.29698 Hannan-Quinn criter -3.390305 F-statistic 3.814818 Durbin-Watson stat 2.370949 Prob(F-statistic) 0.007878
Hệ số hiệu chỉnh sai số trong việc xác định tài khoản vãng lai cho thấy giá trị âm (-1.293) và giá trị t (-4.495) có ý nghĩa thống kê, cho thấy tài khoản vãng lai phản ứng đáng kể để đạt được cân bằng dài hạn Tốc độ điều chỉnh của tài khoản vãng lai khoảng 129.35% mỗi năm Kết quả này chỉ ra rằng các yếu tố chính tác động ngắn hạn đến tài khoản vãng lai bao gồm thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài, tất cả đều ảnh hưởng đồng thời đến tài khoản này.
Kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen cho thấy sự tồn tại của hai mối quan hệ đồng liên kết, chứng tỏ có mối quan hệ dài hạn giữa các biến.
Mô hình VECM cho thấy rằng tỷ giá danh nghĩa và thâm hụt tài khóa có tác động cùng chiều đến thâm hụt tài khoản vãng lai Ngược lại, tiết kiệm tư nhân và nợ nước ngoài lại ảnh hưởng ngược chiều đến thâm hụt tài khoản vãng lai trong dài hạn.
Còn trong ngắn hạn cthâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài là các nhân tố chính tác động đến tài khoản vãng lai ở Việt Nam.
Phân tích nhân quả
Kết quả từ phân tích đồng liên kết cho thấy có mối quan hệ nhân quả giữa các biến, nhưng không xác định được hướng của mối quan hệ này.
Theo Engel và Granger (1987), khi các biến có mối quan hệ đồng liên kết, sẽ có một đại diện hiệu chỉnh sai số cho phép kiểm tra tác động của độ lệch từ cân bằng dài hạn đến quan hệ ngắn hạn động của các biến Họ cho rằng nếu tồn tại đồng kết hợp giữa các biến trong dài hạn, sẽ có mối quan hệ một chiều hoặc hai chiều giữa chúng Mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa các biến này sẽ được phân tích thông qua mô hình VECM.
Trong mô hình VECM, Zt-1 đại diện cho sự hiệu chỉnh sai số từ vector đồng liên kết, trong khi các tham số γ, θ, δ, τ, ρ, ω và ξ được ước tính để xác định mối quan hệ giữa các biến Độ trễ được ký hiệu là p, hằng số là μ, và ε được giả định là dừng với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi Phương trình VECM cũng được áp dụng tương tự cho các biến khác trong phân tích.
Mô hình VECM (4.2) cho thấy mối quan hệ động ngắn hạn và cân bằng dài hạn giữa các biến, cho phép phân biệt giữa quan hệ nhân quả Granger ngắn hạn và dài hạn Hệ số độ trễ hiệu chỉnh sai số có ý nghĩa thống kê (kiểm định giả thuyết H0: γ1 = 0) cung cấp thông tin về quan hệ nhân quả Granger dài hạn thông qua thống kê t Ngược lại, quan hệ nhân quả Granger ngắn hạn được xác định thông qua hệ số có ý nghĩa thống kê của các biến.
Trong phương trình VECM, nợ nước ngoài và tỷ giá hối đoái danh nghĩa có thể ảnh hưởng đến tài khoản vãng lai trong ngắn hạn nếu các hệ số tương ứng có ý nghĩa thống kê, được kiểm tra thông qua kiểm định Wald Mối quan hệ nhân quả ngắn hạn giữa các biến cũng được xác định bằng phương pháp tương tự.
Phân tích nhân quả Granger được thực hiện thông qua mô hình VECM với độ trễ 1, nhằm khảo sát mối quan hệ giữa tài khoản vãng lai và năm biến vĩ mô Kết quả kiểm tra thống kê được trình bày trong Bảng 4.6 và được tóm tắt trong Bảng 4.7.
Bảng 4.6 Kết quả kiểm tra nhân quả Granger
∆CA ∆TB ∆ED ∆FD ∆NEER ∆PS
Ghi chú: ***, ** và * tương ứng các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Bảng 4.7 Tổng hợp quan hệ nhân quả dài hạn và ngắn hạn dựa trên VECM
Ghi chú: X Y có nghĩa X tác động đến Y, và X Y có nghĩa có sự tác động qua lại giữa X và Y
Trong dài hạn, mối quan hệ giữa thâm hụt tài khoản vãng lai và các biến nghiên cứu chỉ mang tính chất nhân quả một chiều Phân tích VECM cho thấy rằng nợ nước ngoài và thâm hụt ngân sách có ảnh hưởng đến tài khoản vãng lai trong ngắn hạn Kết quả từ Bảng 4.6 và Bảng 4.7 chỉ ra rằng trong ngắn hạn, tài khoản vãng lai chỉ chịu tác động từ thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài một cách một chiều.
Kiểm định tính dừng các phần dư của VECM
Sau khi ước lượng mô hình, cần kiểm tra tính phù hợp của nó với chuỗi dữ liệu bằng cách kiểm định tính dừng của các phần dư Nếu phần dư dừng ở I(0), mô hình được xem là phù hợp Kết quả từ bảng 4.8 và hình 4.2 cho thấy phần dư của mô hình đều dừng ở I(0), chứng tỏ chuỗi dữ liệu phù hợp với mô hình.
Bảng 4.8 Kết quả kiểm định tính dừng phần dư của VECM
H0: Các biến là không dừng
H0: Các biến là không dừng
Ghi chú: ***, ** và * tương ứng các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Hình 4.2 Đồ thị phần dư của mô hình VECM
Khi kiểm định tính dừng bằng phương pháp ADF và PP, các biến không đạt yêu cầu dừng ở dữ liệu ban đầu Tuy nhiên, khi thực hiện lấy sai phân, tất cả các biến đều trở nên dừng Sự kết hợp tuyến tính của các biến này cho thấy sự tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết.
Nghiên cứu sử dụng phương pháp Johansen để kiểm định đồng liên kết và phát hiện hai mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến nghiên cứu Kết quả cho thấy, trong dài hạn, tỷ giá danh nghĩa và thâm hụt ngân sách có tác động cùng chiều đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam, trong khi nợ nước ngoài và tiết kiệm tư nhân tác động ngược chiều Về ngắn hạn, thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài là những biến ảnh hưởng đến sự mất cân bằng của tài khoản vãng lai Phân tích Granger chỉ ra rằng trong ngắn hạn, chỉ có mối quan hệ một chiều giữa tài khoản vãng lai với thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài.