Phân Tích Các Yếu Tố Sự Tác Động Của Các Yếu Tố Kinh Tế Đến Cán Cân Thương Mại Việt Nam.pdf

Có nhiều yếu tố ảnh hưởng đến cán cân thương mại, các yếu tố bên trong và bên ngoài.. Trọng phạm vi bài báo cáo này, nhóm em chỉ để cập đến các yếu tố bên trong quốc gia sau: Trinh độ ph

Trang 1

BỘ TÀI CHÍNH TRUONG ĐẠI HỌC TÀI CHÍNH-— MARKETING

PHAN TICH CAC YEU TO SU TAC DONG CUA CAC YEU TO KINH TE

DEN CAN CAN THUONG MAI VIET NAM

2 _ Nguyễn Thị Hồng Phương 2121008264

TP Hồ Chí Minh 11/2023

Trang 2

Chuong I

LY DO CHON DE TAI

1.1 Muc dich

Hiện nay, cây lúa dang đối diện với nhiều vấn đề lớn liên quan đến sản xuất và biến đổi khí

hậu Khi cây lúa không còn cho lợi nhuận mà nông dân mong muốn, nhiều diện tích sản xuất lúa kém hiệu quá được chuyên đổi sang cây trồng khác cho hiệu quả kinh tế cao hơn Đề tìm hiểu quy luật về sản lượng lúa của nước ta, chúng tôi tiến hành một cuộc khảo sát về các yếu tô điện tích và năng suất, từ đó tìm ra quy luật về sản lượng trong mối tương quan với các yếu tô trên 1.2 Ý nghĩa thực tiễn

Khảo sát nhằm đưa ra bệ số liệu và quy luật dé phục vụ cho việc phân tích sự tác động của các yếu tô kinh tế tác động đến cán cân thương mại Việt Nam

Chương II

CƠ SỞ LÝ LUẬN 2.1 Lý thuyết và thực tiễn

Cán cân thương mại ghi lại những thay đối trong xuất khẩu và nhập khâu của một quốc gia trong một khoảng thời gian nhất định (quý hoặc năm) cũng như mức chênh lệch giữa chúng (xuất khẩu trừ đi nhập khẩu) Khi mức chênh lệch là lớn hơn 0, thì cân cân thương mại có thang

dư Ngược lại, khi mức chênh lệchnhỏ hơn 0, thi cán cân thương mại có thâm hụt Khi mức chênh lệch đúng bằng 0, cán cân thương mại ở trạng thái cân bằng

Có nhiều yếu tố ảnh hưởng đến cán cân thương mại, các yếu tố bên trong và bên ngoài Trọng phạm vi bài báo cáo này, nhóm em chỉ để cập đến các yếu tố bên trong quốc gia sau: Trinh độ phát triển kinh tế: Chính sách thương mại: Tỷ giá hối đoái: Lạm phát

2.2 Xây dựng mô hình lý thuyết

CCTM = 8°.+ 8; ER + B› FDI + B*LP Chủ thích: = CCTM: Can cân thương mại (Triệu USD)

ER: Ty gid hodi hoi (VND/USD)

EDI: Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài (Triệu USD)

LP: Ty lé lam phat (%)

Biến phụ thuộc là CCTM (Cán cân thương mại) của các quốc gia trong giai đoạn nghiên cứu năm 1991-2019 với đơn vị là Triệu USD CCTM chịu ảnh hướng bởi ER (Tỷ giá hối doai) VND/USD; FDI (Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài) đơn vị: Triệu USD; LP (Tỷ lệ lạm phát) đơn vị:

%, Bién ER: Ty gia hoai héi FDI: Dau tư trực tiếp từ nước ngoài LP: Tỷ lệ lạm phát là 3 biến độc lập

Trang 3

2.3 Dự báo dấu

Theo quy luật thì:

- Nếu không có tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát, tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài thì cán cân thương mại là b1 đơn vị

- _ Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ giá hối đoái tăng lên 1 đơn vị thì cán cân thương mại tăng trưng bình la b1 don vi

- _ Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ lạm phát tăng lên 1 đơn vị thì cán cân thương mại tăng trung bình là b2 đơn vị

- _ Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài tăng lên

1 đơn vị thì cán cân thương mại tăng trung binh 1a b3 don v1

Theo quy luật thì:

- Khi diện tích trồng tăng thì sản lượng tăng theo nên dấu của của 2 dương

- Khi năng suất tăng thì sản lượng tăng theo nên dấu của của B3 dương

Chương III THU THẬP DỮ LIỆU 3.1 Mô hình

CCTM = 8°.+ 8; ER + B› FDI + B*LP Chủ thích: © CCTM: Can can theong mai

ER: Ty gid hodi héi

FDI: Dau tư trực tiếp từ nước ngoài

LP: Ty lé lam phat

3.2 Biến phụ thuộc, biến độc lập và đơn vị tinh

Biến phụ thuộc là CCTM (Cán cân thương mại) của các quốc gia trong giai đoạn nghiên cứu năm 1991-2019 với đơn vị là triệu USD CCTM chịu ảnh hưởng bởi ER (Tỷ giá hối đoái) USD/nội tệ; FDI (Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài) đơn vị: %; LP (Tỷ lệ lạm phát) ) đơn vị: % Biến ER: Tỷ giá hoái hối FDI: Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài LP: Tỷ lệ lạm phát là 3 biến độc lập

3.3 Phạm vi thu thập số liệu

Bộ số liệu được thu thập trên Internet

Tổng số quan sát: 22

Bộ số liệu được chọn một cách ngẫu nhiên với tính đa dạng cao

3.4 Bộ số liệu

Trang 4

BANG SO LIEU QUAN SAT VE SAN LUGNG

2000 1153,8 4.7 14.514 -0,6

2007 14203,3 977,9 16.114 12,6

2008 18028,7 3147,5 16.977 19,9

2009 12852,5 2597,6 17.941 6,52

2010 12601,9 3503 18.932 11,75

2011 9844.1 2531 20.828 18,13

2012 -748,8 1546,7 20.828 6,81

2013 -0,3 3107,1 21.036 6,04

2014 -2368 1786,8 21.246 1,84

2015 3759,2 774,8 21.890 0,6

2016 -1602,4 970,7 22.159 4,74

2017 -1903,3 350,1 22.425 2,6

2018 -6455,2 477,6 22.825 2,98

2019 -10833,6 528,8 23.155 5,23

Trang 5

Chương IV

ƯỚC LƯỢNG VÀ KIÊM ĐỊNH MÔ HÌNH 4.1 Ước lượng

4.1.1 Mô hình ước lượng mẫu

CCTM = B`.+ B› ER + B FDI + B,LP

Dependent Variable: CCTM

Method: Least Squares

Date: 11/14/23 Time: 14:49

Sample: 1998 2019

Included observations: 22

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

Cc 1993654 5427334 3.673358 0.0017

ER -1.230624 0.292173 -4.211976 0.0005

FDI 2.781136 0.975150 2.852007 0.0106

LP 481.6058 1967903 2.447305 0.0249

R-squared 0738444 Mean dependentvar 3412.241

Adjusted R-squared 0.694852 §.D dependent var 6880.104

S.E of regression 3800.584 Akaike info criterion 19.48666

Sum squared resid 2.60E+08 Schwarz criterion 19.68503

Log likelihood -210.3533 Hannan-Quinn criter 19.53339

F-statistic 16.93968 Durbin-Watson stat 1.361181

Prob(F-statistic) 0.000018

Ta có hàm hồi quy mẫu:

CCTM = 19936 54 — 1 230624*ER + 2 781136*FDI + 481 6058*LP 4.1.2 Kiểm định dấu

So sánh với giả thuyết, ta thấy dấu của các hệ số đi kèm với ER và FDI và LP giống với những gi ta ky vọng

4.1.3 Ý nghĩa mô hình

- _ Hệ số B= 19936.54 cho biết: nêu không có Tỷ giá hối đoái, Tỷ lệ lạm phát, Đầu tư trực tiếp từ nước ngoài thì cán cân thương mại là 19936.54 triệu USD

- _ Hệ số B›= —1.230624, giải thích rằng khi tỷ giá hối đoái tăng I đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì CCTM giảm —1.230624 triệu đồng

- _ Hệ số Ÿ;= 2.781136, giải thích răng khi đầu tư trực tiếp tăng 1 đơn vị và các yếu tố khác không đổi thì CCTM tăng 2.781136 triệu đồng.

Trang 6

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

4.2 Kiêm định về mặt đại số

4.2.1 Mô hình 1

CCTM = 19608.02 - 0.884866*ER Dependent Variable: CCTM

Date: 11/14/23 Time: 15:01

Sample: 1998 2019

Cc 1960802 8032.647 2.441042 0.0241

ER -0.884866 0.432468 -2.046083 0.0541

R-squared 0.173091 Mean dependentvar 3412.241

Adjusted R-squared 0.131745 S.D.dependentvar 6880.104

Nhận xét: Mô hình khảo sát trên phù hợp và các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa với R-squared và Adjusted R-squared tương đối nhỏ

4.2.2 Mô hình 2

CCTME= 25745.86 - 25745.86*E.R + 4.305247*EDI

Date: 11/14/23 Time: 15:58

Sample (adjusted): 1 22

Cc 2574586 5484.208 4.694544 0.0002

ER -1.467086 0.309829 -4.735150 0.0001

FDI 4305247 0.843169 5.106029 0.0001

Trang 7

Nhận xét: Mô hình khảo sát trên phù hợp và các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê với R- squared và Adjusted R-squared tương đối lớn

4.2.3 Mô hình 3

CCTME= 19936.54 — 1.230624*ER + 2.781136*FDI + 481.6058*LP

Date: 11/14/23 Time: 15:58

Cc 1993654 5427334 3.673358 0.0017

ER -1.230624 0.292173 -4.211976 0.0005

FDI 2.781136 0.975150 2.852007 0.0106

LP 481.6058 1967903 2.447305 0.0249

Nhận xét: Mô hình khảo sát trên phù hợp và các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê với R- squared và Adjusted R-squared lớn Tuy nhiên hệ số của mô hình 3 tốt hơn mô hình 1 và 2 4.2.4, Bang so sánh mô hình 1, 2 và 3

Mô hình I Mô hình 2 Mô hình 3

Trang 8

Tw bang so sanh ta thay R-squared va Adjusted R-squared cua mô hình 3 tốt hơn mô hinh 1 va 2;

va Akaike info criterion cting nhu Schwarz criterion cua m6 hinh 3 nho hon mé hinh 1 và 2 Điều đó chứng tỏ mô hình 3 tốt hơn mô hình 1 và 2 về mặt dai số

4.3 Kiếm định về mặt thống kê

4.3.1 Mô hình 1

CCTM = 19608.02 - 0.884866*ER

Date: 11/14/23 Time: 15:01

Sample: 1998 2019

ER -0.884866 0.432468 -2.046083 0.0541 R-squared 0.173091 Mean dependent var 3412.241 Adjusted R-squared 0.131745 S.D dependent var 6880 104 S.E of regression 6410.893 Akaike info criterion 20.45589 Sum squared resid 8.22E+08 Schwarz criterion 20.55508 Log likelihood -223.0148 Hannan-Quinn criter 20.47926 F-statistic 4.186455 Durbin-Watson stat 0.445772 Prob(F-statistic) 0.054123

Ta có 1 bài toán kiếm định:

Kiểm định cho giả thuyết H0: “Tỷ giá hối đoái không ánh hưởng đến CCTM: Ta có bài toán

kiểm định sau:

Trang 9

Ho: B2 =0

Hi B: £0

T- B2mu—2

se(B2mu) st (N—2

Ta dùng thống kê

Nếu H› đúng ta có:

t= B2mu

° se (B2mu

( >í

-2/0452 với mức ý nghĩa 4 =0.05 và N = 22, ta có t„= 2.086 So sánh nên bác bỏ H0, nghĩa la ‘Ty gia hối đoái có ảnh hưởng dén CCTM.’

Nhận xét: Mô hình 1 cho một đường hỏi qui với các biến có ý nghĩa thống kê với P- value của biến ER rất nhỏ

4.3.2 Mô hình 2

CCTM = 25745.86 - 25745.86*ER + 4.305247*FDI

Date: 11/14/23 Time: 15:58

Cc 2574586 5484.208 4.694544 0.0002

ER -1.467086 0.309829 -4.735150 0.0001

FDI 4305247 0.843169 5.106029 0.0001

+ Bài toán 1:

Kiểm định giá thuyết Ha: “Tỷ giá hối đoái không ảnh hưởng đến CCTM.' Ta có bài toán kiểm

định sau:

Trang 10

|H : =0

|H.:/ #0

sel B.mu) St( } nêu H0 đúng ta có:

Ta dùng thống kê T=

ÿ2mu _—1.467086 —=—4.735' với mức x 1a À2 =0.05 va N= ct

tá —S [B2 mu) 0.309829 „ với mức ý nghĩa và N=22, ta có tø=2.093 So

sánh Í- ”Í- nên bác bỏ H0, nghĩa là “ Tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng đến CCTM.” + Bài toán 2:

Kiểm định giá thuyết H0: “Vốn đầu tư nước ngoài không ảnh hưởng đến CCTM.' Ta có bài toán kiểm định sau:

|HJ,: / =0

Ta dùng thông kê —P3mu= 3 se (B3mu) St(N —3, néu H0 đúng ta có:

_ ÿ3mu _#4305227 _ „10c cài nóc v nghĩa À =Ú0Š và N- 5 to

Tu ~se(B3mu) 0.843169 10€ với mức y nghia va N=22, ta c6 tai=2.093 So sánh ' ”Í nên bác bỏ H0, nghĩa là “ Vốn đầu tư nước ngoài có ảnh hưởng đến CCTM.” + Bài toán 3:

Kiểm định giá thuyết Hạ: 'Cá tỷ giá đối hoái và Vốn đầu tư nước ngoài không ảnh hưởng đến CCTM.' Ta có bài toán kiểm định sau:

RỶ/(K-I)

[I-R/IN-K] F(K—1,N —K với K=3, N=22, nếu H0 đúng ta có:

Ta dùng thống kê Fva=

— R/(K-I) _ 0.4651415/3—1)

F stat (1-R2/(N—-K) (1—0.651415)(22—3) , VỚI mức ý nghĩa và N=22, ta

có For=3.522, So sinh! >“ nên bác bỏ H0, nghĩa là “ Cả tỷ giá đối hoái và Vốn đầu tư

nước ngoài có ánh hướng đến CCTM.”

Nhận xét: Mô hình 2 cho một đường hồi qui với các biến có ý nghĩa thống kê với P-value của biến ER và biến FDI rất nhỏ Như vậy, việc đưa thêm biến FDI vào mô hình là hợp lý.

Trang 11

4.3.3 Mô hình 3

CCTME= 19936.54 — 1.230624*ER + 2.781136*FDI + 481.6058*LP

Date: 11/14/23 Time: 15:58

Cc 1993654 5427334 3.673358 0.0017

ER -1.230624 0.292173 -4.211976 0.0005

FDI 2.781136 0.975150 2.852007 0.0106

LP 481.6058 1967903 2.447305 0.0249

+ Bài toán 1:

Kiểm định giá thuyết Ha: “Tỷ giá hối đoái không ảnh hưởng đến CCTM.' Ta có bài toán kiểm

định sau:

|H,:/ =0

|H.:/ #0

Ta dùng thống kê †—Pzmu—8: St(N —4), nếu H0 đúng ta có: se( B;mu)

2 sang

tự “han 421906 với mức ý nghia 4 =9.05 ya N=22, ta có t„„=2.101 So sánh f ”Í nên bác bỏ H0, nghĩa là “ Tỷ giá hối đoái có ảnh hướng đến CCTM.”

+ Bài toán 2:

Kiểm định giá thuyết H0: “Vốn đầu tư nước ngoài không ảnh hưởng đến CCTM.' Ta có bài toán kiểm định sau:

Tiêu đề	Phân Tích Các Yếu Tố Sự Tác Động Của Các Yếu Tố Kinh Tế Đến Cán Cân Thương Mại Việt Nam
Tác giả	Nguyễn Lê Gia Hân, Nguyễn Thị Hồng Phương, Hoàng Thị Gam
Trường học	Trường Đại Học Tài Chính - Marketing
Chuyên ngành	Kinh tế
Thể loại	Bài báo cáo
Năm xuất bản	2023
Thành phố	TP. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	18
Dung lượng	1,14 MB