LỜI CAM ĐOANChúng em xin cam đoan dé tài: “Tac động của các yếu tố kinh tế đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 2000 - 2017” là một công trình nghiên cứu độc lập của chúng em, không
LIÊN QUAN
Cơ sở lí thuyết
“Cán cân thương mại là một mục trong tài khoản vãng lai của cán cân thanh toán quốc tế Cán cân thương mại ghi lại những thay đổi trong xuất khẩu và nhập khẩu 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 khâu) Khi mức chênh lệch là lớn hơn 0, thì cán cân thương mại có thặng dư.
Ngược lại, khi mức chênh lệch nhỏ hơn 0, thì cán cân thương mại có thâm hụt Khi mức chênh lệch đúng bằng 0, cán cân thương mại ở trạng thái cân bằng” [Wikipedia]
Cán cân thương mại có vai trò rất lớn trong nên kinh tế Vĩ mô, cho biết mức độ cân đối giữa XK và NK của quốc gia trong một thơi kỳ nhất định để từ đó đánh giá mức độ chênh lệch giữa nhu cầu tiêu dung và khả năng sản xuất hàng hóa, giữa tiết kiệm va đầu tư trong nền kinh tế quốc dân Khi kim ngạch XK hàng hoá lớn hơn kim ngạch NK hàng hoá, cán cân thương mại được gọi là thặng dư, trong trường hợp ngược lại, cán cân sẽ bị thâm hụt Cán cân thương mại là cân bằng khi kim ngạch xuất khâu bang kim ngạch nhập khẩu Thực tế rất khó dé giữ được mức thương mại ở trạng thái cân băng, nhưng khi thâm hụt thương mại chưa phải đã là dấu hiệu tôi cho nền kinh tế với các quốc gia đang phát triển như Việt Nam
Xét về xuất khẩu (XK), XK chịu ảnh hưởng của các yếu tô thé giới như thu nhập và sản lượng của nước khác Khi nền kinh tế thế giới lâm vào suy thoái, kim ngạch XK có xu hướng giảm do nhu cầu tiêu dung của thế giới giảm, khó kí được các hợp đồng và giá cả thé giới nhìn chung thấp hon, và ngược lại, kim ngạch thang dư khi nền kinh tế thế giới ở giai đoạn bùng nỗ.
Nhập khẩu (NK) lại phụ thuộc vào nhu cầu trong nước NK có xu hướng tăng vào thời kỳ quốc gia có tăng trưởng kinh tế cao và giảm trong thời kỳ suy giảm kinh tế.
Cả XK và NK hay cán cân thương mại đều chịu ảnh hưởng của giá tương đối của hàng hóa nội địa so với hàng ngoại (tỷ giá hối đoái thực tế).
Khi đồng nội tệ trong nước lên giá thực tế cũng có nghĩa là hàng hóa nội địa đắt hơn tương đối so với hàng ngoại Đồng nghĩa với XK giảm và NK có xu hướng tăng.
1.1.2 Đo lường cán cân thương mại
Cán cân thương mại được thể hiện bởi chênh lệch giữa các khoản thu do xuất khâu và tổng các khoản chi vào nhập khẩu hàng hóa.
Trong đó: vx NX: là cán cân thương mại v X: giá trị xuất khâu M: giá trị nhập khẩu 1.1.3 Vai trò của cán cân thương mại đối với nền kinh tế
Việc theo dõi và phân tích các diễn biến của cán cân thương mại có ý nghĩa trong thực tiễn bởi vì:
> Thứ nhât, cán cân thương mại cung câp những thông tin liên quan đên cung câu hàng hóa, tiên tệ của quôc gia, hay là thê hiện sự thay đôi của tỉ giá hôi đoái của đông nội tệ so với đông ngoại té.
> Thứ hai, cán cân thương mai phan ánh kha năng cạnh tranh trên thị trường quôc tê của một quôc gia, khi cán cân thương mại của một quôc gia thặng dự, đông nghĩa với việc hàng hóa xuât khâu của quôc gia đó có sức cạnh tranh cao Ngược lại, sức cạnh tranh yêu khi cán cân thương mại thâm hụt.
> Thứ ba, tình trạng của cán cân thương mại phản ánh tình trạng của cán cân vãng lai, do đó 6n định kinh tế Vĩ mô có thé ảnh hưởng Đây là anh hưởng quan trọng nhất của cán cân thương mại đến nền kinh tế và dựa vào đó nhà nước có thé đưa ra các chính sách thông qua cán cân thương mai dé 6n định kinh tế Vĩ mô.
> Thứ tư, cán cân thương mại đã thể hiển mức tiết kiệm, đầu tư và thu nhập thực tế: Trong Kinh tế học, theo cách tiếp cận chi tiêu thi tổng sản pham trong nước (GDP) gồm 4 yếu tố là đầu tư, chi tiêu chính phủ, tiêu dùng va cuối cùng là xuất khẩu ròng Vì vậy GDP = C + I + G + NX (trong đó: C: tiêu dùng; I: đầu tư; G: chi tiêu của Chính phủ; NX: xuất khẩu ròng (hay được gọi là cán cân thương mại) Dé thấy được rõ mối quan hệ giữa cán cân thương mại, đầu tư và tiết kiệm chúng ta biến đổi biéu thức thành: NX = (GDP — C — G) — I (1) Trong đó (GDP — C — G) là tổng thu nhập còn lại của nền kinh tế sau khi trừ đi các khoản chi tiêu của người dân và của Chính phủ, nó còn được gọi là tiết kiệm quốc dân (Sn) Từ phương trình trên ta có thé viết thành:
Phuong trình này đã cho thay mối quan hệ giữa dau tư, tiết kiệm va cán cân thương mại hay là chênh lệch giữa đầu tư và tiết kiệm (Sn — I) và chênh lệch giữa hàng hóa XK và NK (NX) Nếu mức tiết kiệm thấp hơn nhu cầu đầu tư, cán cân thương mại thâm hụt Ngược lại, quốc gia có chênh lệch giữa tiết kiệm đầu tư dương, tức là cán cân thương mại thặng dư.
Do cán cân thương mại có tác động to lớn đên nên kinh tê việc nghiên cứu, dự báo các biên động có thê xảy ra với cán cân thương mại luôn được nhà nước và các chuyên gia kinh tê quan tâm Dé có thê kip thời đưa ra các giải pháp thiết thực cho hoạt động xuất nhập khâu của nước ta.
Tác động của các yếu tố đến cán cân thương mại Cán cân thương mại chịu tác động của các nhân tô sau đây:Cán cân thương mại chịu tác động của các nhân tô sau đây
> Yếu tố tỷ giá: Khi mà tỷ giá tăng (điều kiện là các yếu tổ không đổi) như gia cua hàng hóa trong nước hoặc nước ngoài, khi đó giá hàng hóa XK tính bằng ngoại tệ giảm đi, kích thích tăng lượng hàng hóa XK
> Yếu tố lạm phát: Nếu tỉ lệ lạm phát trong nước cao hơn nước ngoài (điều kiện là các yếu t6 không đổi), dẫn tới hàng hóa đó bị giảm cạnh tranh trên thị trường toàn cầu, vì vậy lượng hàng hóa XK giảm.
> Yếu tố giá thé giới của hàng hóa XK: (điều kiện là các yếu tổ không đổi), nếu giá thế giới của hàng hóa XK mà tăng, điều đó sẽ làm cung nội tệ va cầu ngoại tệ của nước đó trên thị trường ngoại hối, đồng nghĩa là tăng giá trị XK tính bằng ngoại té va nỘi tệ.
> Yếu tô thu nhập của người không cư trú: thu nhập thực tế của người không cu trú tăng (điều kiện là các yếu tố không đổi) sẽ làm tăng cầu nội tệ và cung ngoại tệ, nghĩa là tăng giá trị XK bằng nội tệ và ngoại tệ.
> Yếu tố hạn ngạch ở nước ngoài và thuế quan: giá trị XK trong nước nước sẽ giảm nếu nước ngoài áp dụng một mức thuế quan cao (điều kiện là các yếu tô không đổi), áp dụng các hàng rao phi thuế quan hoặc là hạn ngạch nhập khẩu thấp.
> Tâm lý của người tiêu dùng có thích hàng nhập khâu hay không thích
> Tình hình kinh tế xã hội trong nước Từ nội dung nêu trên chúng ta có thể kết luận rằng có rất nhiều các yêu tô tác động đên cán cân thương mại của một nước Ngoài ra còn rât nhiêu các nhân tô khác tác đông mà chúng ta sẽ tìm hiểu chi tiết ở phan tiếp theo.
“Ty giá hối đoái (còn được gọi là tỷ giá trao đổi ngoại tệ hoặc ty giá) là tỷ lệ trao đôi giữa hai đồng tiền của hai nước, là giá cả một đơn vi tiền tệ của một nước được tính băng tiền của nước khác hay nói khác đi, là số lượng đơn vị tiền tệ cần thiết để mua một đơn vị ngoại tệ” [Wikipedia]
Tỷ giá gồm hai loại:
> “Tỷ giá hối đoái danh nghĩa: Là tỷ giá được sử dụng hàng ngày trong giao dịch trên thị trường ngoại hối, nó chính là giá của một đồng tiền được biểu thị thông qua đồng tiền khác mà chưa dé cập đến tương quan sức mua hàng hóa và dich vụ giữa chúng.” [Dân Kinh Tế]
> “Tỷ giá hối đoái thực: phản ánh giá cả tương đối giữa hàng hóa nước ngoài so với hàng hóa trong nước Sức cạnh tranh về giá của hàng nội địa sẽ tăng khi đồng nội tệ mat giá hoặc lạm phát trong nước thấp hon lạm phát nước ngoài.” [Giáo trình Kinh tế học tập II, NXB Trường ĐHKTQD.tr513]
Các nhà kinh tế rất quan tâm đến những ảnh hưởng của sự thay đôi tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại Câu hỏi trung tâm trong nhiều cuộc tranh luận chính sách là liệu phá giá một đồng tiền có giúp cải thiện cán cân thương mại của một quốc gia hay không? Chúng ta sẽ lần lượt tìm hiểu ở các mục sau đây.
1.2.1.1 Hiệu ứng cua pha gia lên can cân thương mại
“Phá giá tiền tệ là giảm gia tri đồng nội té so với các ngoại tệ khác Pha giá sẽ làm tăng tỷ giá danh nghĩa kéo theo tỷ giá thực tăng sẽ kích thích xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, cải thiện cán cân thương mai.” [Wikipedia]
Khi ty giá tăng, hiệu ứng giá cả được biểu hiện như giá hàng hoa NK tính theo đồng nội tệ tăng, giá của hang hóa XK rẻ hơn khi tính bang ngoại tệ.
Nhưng khi tỷ giá giảm, hiệu ứng số lượng được biểu hiện: giá hàng hoa XK rẻ hơn đã làm tăng khối lượng hàng hóa XK và hạn chế khối lượng hàng hóa
NK Trong hai hiệu ứng này, hiệu ứng nào trội hơn thì cán cân thương mại sẽ bị tác động theo nó.
Tỷ giá tăng trong ngắn hạn khi giá cả trong nước và tiền lương tương đối cứng nhắc sẽ làm giá cả của hàng hóa XK rẻ hơn, và hàng hóa NK trở nên dat hon: dé đáp ứng nhu cau trong nước và xuất khẩu tăng lên, các doanh nghiệp trong nước và các hợp đồng XK được kí kết với tỷ giá cũ lúc trước sẵn sàng sản xuất nhiều hơn Mặt khác do tâm lý người tiêu dùng nên cầu hàng NK có thé không giảm một cách nhanh chóng Giá hang NK tăng lên sau khi phá giá, nhưng có thé người tiêu dung sinh ngoại nên lo lắng về chất lượng và mẫu mã của hàng nội dia không thé thay thế xứng đáng hang NK dẫn đến cầu hàng NK vẫn chưa thê giảm ngay.
Trong ngắn hạn, số lượng hàng hóa NK không giảm đi nhanh chóng và số lượng hàng hóa XK cũng không tăng lên nhanh chóng Vì thế cán cân thương mại sẽ có thê xâu đi vì hiệu ứng giá cả trội hơn hiệu ứng sô lượng.
CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM GIAI ĐOẠN
Tổng quan cán cân thương mại giai đoạn 2000 — 2017
Sau hơn 10 năm gia nhập tổ chức thương mại thế giới (WTO), quan hệ thương mại quốc tế của Việt Nam đã có những thay đổi đáng kể Trong những năm gần đây, cán cân thương mại Việt Nam có sự tăng trưởng vượt bậc cả về kim ngạch xuất khâu và nhập khẩu Những điểm khác biệt chủ yếu trên cán cân thương mại tổng thé được tổng hợp như sau:
Thứ nhất: Có xu hướng gia tăng mạnh mẽ của tổng kim ngạch thương mại của Việt Nam, đặc biệt trong giai đoạn 2007 - 2016, tổng kim ngạch đạt 2211,2 tỷ USD (gấp gần 5,3 lần giai đoạn 1997 - 2006) Cũng trong giai đoạn 2007 - 2016, giá trị xuất khâu đạt 1072,86 tỷ USD (gap 5,5 lần giai đoạn 1997 - 2006) và giá trị nhập khâu đạt 1139,43 tỷ USD (gấp 5,1 lần giai đoạn 1997 -
Hình 2.1: Kim ngạch thương mại của Việt Nam giai đoạn 2000 - 2017
0 © -= -i¡ œ= =# na woe GŒG Ơ C AN mẽ YH OO P- © © CC CC CC CC C CC CC C - -= - -= -= -= T= ee oo CC CC CC CC C5 CC CC CC CÔ CÔ CỔcỔC CC CÔ C5 CC c5 N N N N N N N N N N N N N N N N N ẹ
Nguôn: Tổng cục Thống kê
Thứ hai: Kim ngạch nhập khâu tăng nhanh hơn xuất khâu đã dẫn đến thâm hụt cán cân thương mại tăng lên đột biến năm 2007 Giá trị nhập siêu năm 2007 là 14203,3 triệu USD, tăng lên 18028,7 triệu USD năm 2008, chi trong 2 năm 2007 — 2008, giá trị nhập siêu đã gấp 1,27 lần giai đoạn 2000 — 2006 Giai đoạn 2009 — 2011 giá trị nhập siêu của Việt Nam vẫn ở mức cao nhưng có xu hướng giảm dần Đến năm 2012, cán cân thương mại đột biến thing dư 748,8 triệu USD và con số nay đã tăng lên 2368 triệu USD vào năm
2014 Năm 2015, cán cân thương mại lại rơi vào thâm hụt 3759,2 triệu USD và đến năm 2016 bat ngờ đổi chiều thang dư 1602,4 triệu và đạt đỉnh thang dư từ trước tới nay vào năm 2017 là 2915,4 triệu USD.
Việc cán cân thương mai thang dư trong giai đoạn 2012 — 2014 và nam
2016, 2017 là do xuất khâu của khu vực có vốn dau tư nước ngoai (FDI) tăng vọt kết hợp với việc giảm nhập khâu của khu vực kinh tế trong nước.
Hình 2.2: Cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 2000- 2017
Nguôn: Tổng cục thống kê
2.2.Xuất nhập khẩu giai đoạn 2000 — 2017 phân theo khu vực kinh tế
Nhìn tổng thé trong cả giai đoạn 2000 - 2017, kim ngạch xuất khâu, nhập khẩu của khu vực kinh tế trong nước và khu vực FDI đều tăng lên, nhưng tốc độ tăng của khu vực FDI lại nhanh hơn và ngày càng vượt xa khu vực kinh tế trong nước.
2.2.1 Về kim ngạch xuất khẩu
Khu vực có vốn đầu tư nước ngoài (FDI)
Khu vực kinh tế trong nước Tổng kim ngạch xuất khẩu
(Triệu USD) Tỷ Tỷ trọng trọng
(%) ( triệu USD ) (%) Kim ngạch Kim ngạch
Nguồn: Tổng cục Thống kê
Giai đoạn 2000 — 2006, XK của khu vực kinh tế trong nước vẫn chiếm tỷ trọng cao, nhưng từ năm 2007, sau khi Việt Nam gia nhập WTO, XK của khu vực FDI tăng nhanh một cách đột biến so với khu vực kinh tế trong nước.
Giai đoạn 2012 — 2017, kim ngạch xuất khâu của khu vực FDI tăng với tốc độ trung bình 21,3%/ năm (cao hơn mức tăng của kim ngạch xuất khâu cả nước trung bình là 12,7%) Dinh điểm là năm 2016, 2017 kim ngạch xuất khâu của khu vực FDI đã cao hơn gap 2 lần khu vực kinh tế trong nước, chiếm ty trọng xấp xỉ 72% trong tong kim ngạch xuất khẩu Ngược lại, khu vực kinh tế trong nước có tốc độ tăng rất chậm, đặc biệt là trong năm 2015 - 2016, kim ngạch xuất nhập khẩu của khu này giảm lần lượt 8,4% và 2,7% Điều này cho thấy, thương mại Việt Nam phan lớn phụ thuộc vào khu vực FDI với xu hướng nay ngày càng tăng.
2.2.2 Về kim ngạch nhập khẩu Bảng 2.2: Kim ngạch nhập khẩu phân theo khu vực kinh tế
Khu vực có vốn đầu tư „ nước ngoài (FDI) Tông kim ngạch nhập khẩu ( triệu
Kim ngạch | Tỷ trọng | Kim ngạch (triệu USD) ( triệu USD) 2000 11.284,5 4.352,0 15.636,5
Nguôn: Tổng cục Thống kê
Giai đoạn 2000 — 2006, NK của khu vực kinh tế trong nước trung bình là 66,3% Năm 2007 - 2008, NK của khu vực kinh tế trong nước tăng mạnh hơn khu vực FDI (năm 2007 tỷ trọng NK của khu vực kinh tế trong nước là 65,41% tổng kim ngạch, tăng 2,1% so với năm 2006) Tiếp theo, giai đoạn 2009 - 2010, nhập khẩu khu vực kinh tế trong nước lại sụt giảm liên tục và phục hồi vào năm 2011 Qua năm 2012, khu vực kinh tế trong nước chỉ còn chiếm 47,32% tổng kim ngạch nhập khẩu (53839.2 triệu USD), chính thức bị khu vực FDI vượt qua khi khu vực này đạt mức 59941,2 triệu USD (đạt
52,68% tổng kim ngạch) Trong năm 2017, nhập khâu khu vực FDI đã đạt 211102,7 triệu USD (chiếm 59,86 % tổng kim ngạch), còn khu vực kinh tế trong nước nhập khâu 784730,9 triệu USD (chi còn 40% tổng kim ngạch).
Trong giai đoạn 2014 - 2017, khu vực kinh tế trong nước luôn rơi sâu vào nhập siêu thì khu vực FDI luôn xuất siêu với giá trị lớn Chính điều này dẫn đến tình trạng nhập siêu giảm dần và từ năm 2012 trở đi thương mại Việt Nam đã bắt đầu xuất siêu và năm 2017, Việt Nam đã đạt mốc kỷ lục khi thăng dư 2915,4 triệu USD Nhung trang thái này diễn ra không bền vững do thương mại Việt Nam phụ thuộc phần lớn vào việc xuất siêu của khu vực
Xuất nhập khẩu giai đoạn 2000 - 2017 theo nhóm hàng
Các mặt hàng xuất nhập khẩu chủ yếu của Việt Nam là khoảng sản, nhiên liệu, nhóm hàng nông, lâm, thủy sản và nhóm hàng chế biến. Đối với nhóm hàng khoảng sản và nhiên liệu, 20% tổng kim ngạch xuất nhập khẩu giai đoạn nay là hang dầu thô và than đá Trong giai đoạn nay, san lượng xuất khâu dầu thô tăng nhẹ rồi có xu hướng giảm dần trong các năm cuối do trữ lượng dầu trong các mỏ đang dần cạn kiệt trong khi việc thăm dò
27 các mở dầu mới không có dấu hiệu tích cực Cũng trong giai đoạn nay, giá trị XK của nhóm hàng nông, lâm, thủy sản đã tăng gần 3, nhóm hàng này cũng chịu nhiều tác động của do nhu cầu tiêu dùng thế giới đối với mặt hàng này luôn thay đổi.
Hình 2.3: Giá trị xuất khẩu của Việt Nam theo nhóm hàng từ 2000 — 2007
Nguồn: T ong cuc thong ké
Ngoài ra nhóm hàng chế biết gồm dét may, giày dép, sản phẩm thủ công mỹ nghệ cũng là nhóm hàng xuất khâu chủ lực của Việt Nam Tuy nhiên nhóm hàng này lại có nhược điểm là phần lớn nguồn nguyên liệu và phụ liệu phan lớn phải NK từ nước ngoài, nhiều sản pham mang tinh gia công nên giá tri gia tăng của nhóm hang này chưa được cao
Hình 2.4: Giá trị xuất khẩu của Việt Nam theo nhóm hàng từ 2008 — 2011
Hang công nghiệp nang và khoáng san
Hàng CN nhẹ và tiểu thủ công nghiệp
— — — Hàng nông lâm thủy sản
Nguôn: Tổng cục thống kê
Giá trị XK theo nhóm hàng trong giai đoạn này có xu hướng tăng nhưng có sự giảm nhẹ trong năm 2009 do chịu tác động của cuộc khủng hoảng kinh tế thé giới trong cùng năm Tuy nhiên sau đó nền kinh tế thế giới dần khôi phục, giá trị xuất khẩu theo nhóm hàng của Việt Nam có xu hướng tăng trở lại, đặc biệt là nhóm tiêu thủ công nghiệp và công nghiệp nhẹ Tuy vậy, giá trị XK của nhóm hang dich vụ còn thấp so với các nhóm hàng khác.
Bảng 2.3: Giá trị nhập khẩu của Việt Nam theo nhóm hàng từ 2008 — 2011
May moc, thiét bi, dung cu, phụ ting 22566.7 | 22081.5 | 25152.4 | 31592.9
Nguôn: Tổng cục thống kê
Tương tự với hoạt động NK, nhìn chung giá tri NK theo nhóm hàng trong giai đoạn này có xu hướng tăng nhưng có sự giảm nhẹ trong năm 2009 ở các nhóm hang tư liệu sản xuất, máy móc thiết bị, nguyên nhiên vật liệu và lương thực thực thực phẩm. Ở cuối giai đoạn này, theo số liệu của Tổng cục Hải quan, tổng kim ngạch xuất nhập khâu đạt 203.66 tỷ USD trong đó giá trị XK đạt 96.61 tỷ USD, tăng
34.2% so với năm 2010 và giá trị NK đạt 106.75 tỷ USD, tăng 25.8%.
Hình 2.5: Giá trị xuất khẩu của Việt Nam theo nhóm hàng từ 2012 — 2017
50% m Hàng CN nhẹ và TTCN
30% Hàng công nghiệp 20% nặng và khoáng sản
Nguồn: Tổng cục thong kê
Xuất khẩu trong giai đoạn này đạt tốc độ tăng trưởng cao Các mặt hàng chiếm tỷ trọng lớn trong kim ngạch XK vẫn là hàng công nghiệp nặng, hàng công nghiệp nhẹ và tiểu thủ công nghiệp và ngày càng tăng tỷ trọng qua các năm Tuy tỷ trọng giá trị hàng nông lâm thủy sản, công nghiệp nặng va khoáng sản có xu hướng giảm qua các năm, trong khi tỷ trọng hang công nghiệp nhẹ,chủ yếu là hàng gia công, thâm dụng lao động cao chiếm tỷ trọng tăng, cho thấy giá trị tăng thêm thực tế của Việt Nam ngày càng giảm.
Giai đoạn này, tỷ trọng NK trong tổng kim ngạch xuất nhập khẩu có xu hướng giảm, cho thấy dấu hiệu tích cực của cán cân thương mại NK trung bình tăng 14,36%/ năm, thấp hơn han giai đoạn 2001 — 2010.
TỚI CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VIỆT NAM
Von dau tư trực tiếp nước ngoài Trong bài “Tác động của các yếu tố kinh tế vĩ mô đối với cán cân thương
lai, Luận văn thạc sĩ cua Mohamed Nur Sharif va Ali Yassin Sheikh
(12/2016) đến từ dai hoc Simad của Somalia, nghiên cứu của Trần Trung Kiên (2012) lại cho nằng FDI tác động cùng chiều với cán cân thương mại.
Do đó, trong đề tài này chúng em giả định biến FDI càng tăng càng làm thâm hụt cán cân thương mại, kỳ vọng biến này mang dấu (-) Từ đó, chúng em đề xuất giả thuyết nghiên cứu:
Giả thuyết H3: Có sự tác động trái chiêu của von đấu tư trực tiếp Hước ngoài đến cán cân thương mại của Việt Nam
Trong nghiên cứu của Michael (2014) có đề cập đến tác động của nợ chính phủ đến cán cân thương mại, và kết quả khang định nợ chính phủ có tác động trái chiều đối với cán cân thương mại Tuy nhiên, kết quả cũng khác với nghiên cứu của Lương Văn Linh (2015) là cho răng nợ chính phủ không có tác động đến cán cân thương mại.
Từ những cơ sở này, chúng em đề xuất giả thuyết cho nghiên cứu này:
Giả thuyết H4: Có sự tác động trái chiều của nợ chính phi: đến cán cân thương mại của Việt Nam
3.3 Phương pháp nghiên cứu và phân tích dữ liệu
Chúng em thực hiện nghiên cứu theo phương pháp định tính, trước tiên dé tìm ra các yếu tố có ảnh hưởng đến cán cân thương mại của Việt Nam Qua đó, đánh giá tác động của các yếu tô kinh tế đến cán cân thương mại làm cơ sở đề xuất mô hình nghiên cứu.
Sau đó, phương pháp định lượng sẽ được dùng để kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu đã được đặt ra trước đó qua mô hình.
Nghiên cứu này sử dụng phâm mêm Excel và Eview 8 đê tính toán về thống kê mô tả, hệ số tương quan
Việc phân tích dữ liệu bắt đầu bằng thống kê mô tả toàn bộ dữ liệu, từ tính trung bình, sai số chuẩn, trung vị và độ lệch chuẩn dé quan sát tông thé về các dữ liệu thu thập được Sau đó, nghiên cứu tiếp tục phân tích ma trận tương quan giữa các biến cho thấy chiều hướng tác động giữa biến độc lập và các biến phụ thuộc.
Khi đã hoàn thành các bước trên, chúng em tiếp tục tiến hành kiểm định bộ dữ liệu này bao gôm các bước sau:
‹ Kiểm định nghiệm don vi (Unit Root Test) nhằm kiểm tra tính dừng của các biến và sử dụng phương pháp kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF). e Sau khi các chuỗi số liệu đã dừng, chúng em tiến hành lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình VAR dựa vào hai tiêu chí Akaike (AIC) và Schwarz (SIC)
‹ Ước lượng mô hình VAR ¢ Sử dụng kiêm định nhân qua Granger đê xem xét xem các biên vĩ mô được chọn có thực sự tác động đến cán cân thương mại. ô Tớnh toỏn ham phản ứng IRF (Impulse Response Function)
+ Cuối cùng là kiểm định phân rã phương sai.
PHAN TÍCH DU LIEU VÀ KET QUÁ NGHIÊN CUU
Phân tích hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình nghiên
Khảo sát hệ sô tương quan giữa các biên trong mô hình nghiên cứu sẽ kiêm tra so lược biến thiên lẫn nhau giữa các biến trước khi đưa vào mô hình.
Bảng 4.2: Bảng ma trận hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình
TB ER INF FDI GD
Nguồn: Kết quả trích xuất từ Eview 8
4.3 Kiểm định tinh dừng của chuỗi số liệu Kiểm định ADF được sử dụng dé kiểm tra các chuỗi số trong mô hình có dừng hay không (có tồn tại nghiệm đơn vị hay không) Kiểm định ADF đối với tất cả các biến đều cho thấy các biến không dừng ở chuỗi ban đầu mà dừng ở chuỗi sai phân bậc 1.
4.3.1 Biến cán cân thương mai (TB) Ta thấy biến TB không dừng, lấy sai phân bậc 1 của biến TB:
Genr d_tb = d(tb) sau đó kiểm định tính dừng của chuỗi d_tb ta được kết qua:
Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on D_TB
Null Hypothesis: D_TB has a unit root Exogenous: None
Lag Length: 0 (Automatic - based on AIC, maxlag=3)
Augmented Dickey—Fuller test statistic -3.900719 o.0007 Test critical values: 1% level 2.717511
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations and may not be accurate for a sample size of 16
Nguồn: Kết quả trích xuất từ eview 8
Ta thay prob = 0.0007 < a ở mọi mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% => chuỗi sai phân bậc D_ TB thỏa mãn điều kiện dừng
4.3.2 Biến tỷ giá hoi đoái (ER) Lay sai phân bậc 1 của biến ER: Genr d_er = d(er), sau đó kiểm định tính dừng:
Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on D_ER
Null Hypothesis: D_ER has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=3) tStatistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.778089 0.0848
Nguồn: Kết quả trích xuất từ eview 8
Ta thay prob = 0.0849 < a ở mức ý nghĩa 10% => chuỗi sai phân bậc 1 D_ER thỏa mãn điều kiện dừng
4.3.3 Biến lạm phát (INF) Tương tự lay sai phân bậc 1 của biến INF ta được biến d_inf Kiểm định ADF ta được kết quả:
Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on D_INF
Null Hypothesis: D_INF has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=3) tStatistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.721015 0.0025 Test critical values: 1% level -3.959148
Nguôn: Kết quả trích xuất từ eview 8
Ta thay prob = 0.0025 < a ở mọi mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% => chuỗi sai phân bậc 1 D_INF thỏa mãn điều kiện dừng
4.3.4 Biến von dau tư trực tiếp nước ngoài (FDI) Lay sai phân bac 1 của biến FDI Kiểm định tính dừng của chuỗi số liệu ta được:
Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on D_FDI
Null Hypothesis: D_FDI has a unit root Exogenous: None
Lag Length: 0 (Automatic - based on AIC, maxlag=3) t-S†tatistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.398850 0.0024
Nguồn: Kết quả trích xuất từ eview 8 Ta thấy prob = 0.0021 < a ở mọi mức ý nghĩa 1%, 5% va 10% => chuỗi
41 sai phân bậc 1 D_FDI thỏa mãn điều kiện dừng.
4.3.5 Biến nợ chính phi (GD) Lay sai phân bậc 1 của biến GD ta được biến d_gd Kiểm định ADF ta được:
Augmented Dickey-Fuller Unit Root Test on D_GD
Null Hypothesis: D_GD has a unit root Exogenous: None
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=3) tStatistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic 4.765831 0.0004
Nguồn: Kết quả trích xuất từ eview 8
Ta thay prob = 0.0001 chuỗi sai phân bậc 1 D_GD thỏa mãn điều kiện dừng.
Lựa chọn độ trễ tối ưu của mô hình VAR
Có nhiều chỉ tiêu lựa chọn được sử dụng dé xác định độ trễ của mô hình
VAR Nghiên cứu của chúng em đã trình bày phương pháp VAR lag Order
Selection Criteria nhằm tìm độ trễ thích hợp cho mô hình Kết quả được trình bày trong hình 4.1
Theo kết quả thu được, có 5 tiêu chí đề nghị độ trễ là 1, đó là: LR, FPE, AIC, SC, HQ Trong đó, 2 chỉ tiêu được sử dụng phổ biến đó là AIC và SC.
Do vậy, độ trễ 1 sẽ được lựa chọn dé ước lượng mô hình VAR và kiểm định nhân quả Granger.
Bảng 4.3: Lựa chọn độ trễ tối ưu của mô hình VARz
VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: DLTB D_ER D_FDI D_INF D_GD Exogenous variables: C
Lag LogLl LR FPE Alc sc HQ
* indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error
$C: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
Nguồn: Kết quả trích xuất từ Eview 8
4.5 Kiểm định tính 6n đỉnh của mô hình Sau khi kiểm định phần dư của mô hình VAR thông qua LM Test và lược đồ tự tương quan, kết quả cho thấy không có hiện tượng tự tương quan giữa các chuỗi.
Kết quả kiểm định ADF cũng cho thay phan dư của mô hình là chuỗi dừng.
Ta kiểm định tính ổn định của mô hình VAR thông qua kiểm định Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial Kết quả được thể hiện qua hình:
Hình 4.1: Kiểm định tính 6n định của mô hình VAR
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Nguôn: Kết quả kiểm định từ mô hình VAR
Các giá trị riêng đều nằm trong vòng tròn đơn hay nói cách khác chúng đều có giá trị nhỏ hơn 1 Hàm ý rằng mô hình VAR 6n định và kết quả ước lượng từ mô hình này có thé tin cậy được
4.6 Ước lượng mô hình VAR
Kết quả ưóc lượng mô hình VAR với độ trễ là I được thể hiện trong bảng sau:
Bảng 4.4: Kết quả ước lượng mô hình VAR (1)
System: UNTITLED Estimation Method: Least Squares Date: 05/19/19 Time: 15:33
Sample: 2002 2017 Included observations: 16 Total system (balanced) observations 80
Coefficient Std Error tStatistic Prob.
Equation: D_TB = C(1)*D_TB(-1) + C(2)*D_ER(-1) + C(3)*D_FDI(-1) + C(4)
R-squared Adjusted R-squared 8.E of regression
Vi đê tai nghiên cứu tác động của các yêu tô kinh tê dén cán cân thương
0.620602 0.430903 3540.073 2.498629 mai nên ta sé xem xét mô hình:
D_TB = C(1)*DD_TB(-1) + C(2)*D_ER(-1) + C(3)*D_FDI(-1) +
Mean dependent var 5.D dependent var Sum squared resid
Nguồn: Kết quả trích xuất từ Eview 8
Thay các hệ số hồi quy ta được mô hình:
D_TB = 0.1474*D_TB(-1) + 7.406*D_ER(-1) + 132.018*D_FDI(-1) + 305.040*D_INF(-1) + 792.621*DD_GD(-1) — 4039.013
Qua bảng kết quả hồi quy, ta thay có ba biến biến ER, INF va GD có ý nghĩa thống kê, cụ thé:
C(2) = 7.406 > 0 cho ta thấy tỷ giá hối đoái có tác động cùng chiều với
253.43754682.6581.25E+08 cán cân thương mại với mức ý nghĩa là 1% (p = 0.0041)
C(5) = 792.621 > 0 cho ta thấy nợ chính phủ tác động cùng chiều với cán cân thương mại với mức ý nghĩa là 5% (p = 0.0203)
Còn lại các bién khác trong mô hình đều không có ý nghĩa thống kê
4.7 Kiểm định nhân quả Granger Kiểm định nhân quả Granger giúp trả lời câu hỏi liệu giá trị trong quá khứ của một biến nào đó có giúp dự báo cho một biến khác hay không.
Chon độ trễ là một, kết quả kiểm định nhân qua Granger cho ở Bang:
Bảng 4.5: Kiểm định nhân quả Granger Giả thuyết không: Obs Chi-sq Prob
D_ER không tác động lên D_TB 16 9.0523 0.0026 D_TB không tác động lên D_ER 0.0034 0.9530
D_INF không tác động lên D_TB 16 0.2908 0.0881 D_TB không tác động lên D_INF 2.5341 0.1114
D_FDI không tác động lên D_TB 16 0,0184 0.8818 D_TB không tac động lên D_FDI 1.1048 0.2932
D GD không tác động lên D_TB 16 4.999 0.0254 D_TB không tác động lén D_ GD 0.5173 0.4720
Nguôn: Kết quả trích xuất từ eview 8 Kết quả trên cho thấy: e Biến tỷ giá hối đoái ER tác động lên cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 2000 - 2017 với mọi mức ý nghĩa 5% (p = 0.0026) nhưng TB không tác động lên biến ER Kết quả phủ hợp với lí thuyết đã đưa ra ở bên trên và
47 kết quả nghiên cứu của các tác giả trước đây.
Trong quá trình XNK nếu như một quốc gia có xuất khẩu nhiều hơn nhập khẩu thì rõ ràng thấy được răng nhu cầu của nước này đang tăng cao và nhu cầu về tiền của họ cũng ở mức cao Và khi cung cao thì đồng nghĩa với việc đồng tiền tăng giá Nói cách khác là nếu như một đất nước có lượng NK nhiều hơn XK thì nhu cầu về tiền của nước này thấp và đồng tiền sẽ giảm giá trị so với giá trị bình thường của chúng.
Khi ER giảm sẽ lại ảnh hưởng đến sự phát triển của cán cân thương mại.
Tức là khi ma đồng tiền của nước nay tăng nghĩa là các mặt hàng của họ dat hơn, người ta sẽ mất nhiều tiền hơn để mua mặt hàng đó Vì đắt nên sẽ mua ít hơn và ngược lại nếu đồng tiền giảm tức là mặt hàng rẻ mà khi rẻ người ta sẽ mua nhiêu từ đó dân đên cán cân thương mại của các nước cân băng hơn. e Ta không tìm thấy mối quan hệ tác động nào giữa lam phat INF va cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 2000-2017 Điều này trùng với các nghiên cứu trước đây như và luận văn thạc sĩ của Mohamed Nur Sharif và Ali
Yassin Sheikh (12/2016) đến từ dai học Simad của Somalia Kết quả thực nghiệm của những nghiên cứu này đều cho rằng không có sơ sở dé thừa nhận hay bác bỏ giả thuyết cho rằng lạm phát có tác động đến cán cân thương mại hay ngược lại. e Ta cũng không tìm thấy mối quan hệ tác động qua lại giữa vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI và TB Việt Nam giai đoạn 2000-2017 Các nghiên cứu trước đây như luận văn thạc sĩ của Lương Bảo Linh (2015) và nghiên cứu của Martin (2008) cũng cho thay FDI và TB không có tác động qua lại. e Biến nợ chính phủ GD có tác động đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 2000-2017 ở mọi mức ý nghĩa nhưng cán cân thương mại không có tác động lại nợ chính phủ nợ chính phủ thể hiện một phần khả năng tài chính hiện tại của quôc gia, nêu nợ càng cao tạo ra hiệu ứng suy thoái kinh tê, điêu
48 này làm giảm khôi lượng xuât khâu của các nước này, mặt khác làm giảm giá hàng xuất khâu, làm cho thu nhập từ xuất khẩu giảm đi nhanh chóng.
4.8 Tính toán hàm phản ứng IRF (Impulse Response Functions)
Ham phản ứng IRF xem xét ảnh hưởng của bat kì biến nào có trong mô hình dé các biến khác Đây là một trong những công cụ hiệu quả dé phân tích nguyên nhân gây ra các thay đổi và phân tích hiệu quả của chính sách Hàm phản ứng IRF đo lương hiệu ứng theo thời gian từ cú sốc của một biến đối với các biên khác.
Hình 4.2: Hàm phản ứng của các biên sô tới các cú sôc
Response of D_TB to D_TB
Response to Cholesky One S.D Innovations + 2 S.E.
Response of D_ER to D_TB
Response of D_INF to D_TB
Response of D_GD to D_TB
Nguồn: Kết quả trích xuất từ Eview 8 Từ kết quả trên, ta có thể rút ra được một số kết luận:
+ Khi có cú sốc trong quá khứ của tỷ giá hối đoái ER thì cán cân thương mại tăng liên lục qua các năm ô Khi cú cỳ sục trong quỏ khứ của đõu tư nước ngoài FDI, trong 3 năm
49 đầu, TB liên tục tăng, giảm mạnh vào năm thứ 4 và tăng dần trở lại vào các năm tiếp theo
+ Khi có cú sốc trong quá khứ của lạm phát INF, TB tăng nhẹ trong hai năm đầu, sau đó tăng đột biến vào năm 3, năm thứ 4 giảm mạnh và tăng dần trong các năm tiếp theo
+ Khi có cú sốc trong quá khứ của nợ chính phủ GD, TB giảm mạnh vào hai năm dau, tăng mạnh đên năm thứ 4 và giữ ôn định ở các năm ti€p theo.
4.9 Kiểm định phân rã phương sai (Variance Decomposition)
Bang 4.6: Kết quả phân rã phương sai cho biến TB
Period 3E D_TB D_ER D_FDI D_INF D_GD
Nguồn: Kết quả trích xuất từ Eview 8
Kết quả phân tích phân rã phương sai cho biến TB trong năm đầu, sự thay đôi của biến này đến hoàn toàn từ những cú sốc từ chính nó, từ năm 2 trở đi nằm trong khoảng 61-73%
Từ năm 2 trở đi biến ER giải thích được 13-20%, biến GD giải thích được 5-6% sự biến thiên của TB.
Trong ngắn hạn, hai biến FDI và INF gần như không có tác động đến sự thay đổi của TB, nhưng trong dài hạn (từ năm 3), biến FDI và GD đều giải thích được 5-6% sự biên thiên của cán cân thương mai.
KET LUẬN VÀ KIÊN NGHỊ
Kết luận Cán cân thương mại chịu ảnh hưởng của nhiều yếu tổ khác nhau Trong
dụng phương pháp ước lượng hồi quy mô hình Vector tự hồi quy (VAR), kết quả cho thấy:
Không phải tất cả các yếu tô kinh tế đều tác động đến cán cân thương mại giai đoạn 2000 — 2017 Các yếu tố tác động đó là tỷ giá hối đoái và nợ chính phủ Trong đó tỷ giá hối đoái tác động dương tới cán cân thương mai, nghĩa là khi tăng tỷ giá hối đoái giúp cải thiện cán cân thương mại; Biến nợ chính phủntác động tiêu cực tới cán cân thương mại, điều này hoàn toàn hợp lý, bởi khi có nợ chính phủ cao làm giảm giá hàng xuất khẩu gây tăng thâm hụt cán cân thương mại Kết quả trên hoàn toàn giống với giả thiết đặt ra.
Còn lại các yêu tổ bao gồm: Lam phát, tổng sản phẩm quốc nội, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài không có ý nghĩa thống kê, ta có thé nói là không có tác động tới cán cân thương mại Việt Nam Tuy nhiên, kết quả trên từ dữ liệu của Việt Nam trong giai đoạn 2000 — 2017, nên các yếu tố này van cần được lưu ý trong các giai đoạn khác.
Kiến nghị của đề tài Trong giai đoạn hiện nay,Việt Nam vẫn là một quốc gia nhập siêu, do
Thứ nhất: Về tỷ giá hối đoái, Việc điều chỉnh tỷ giá kịp thời sẽ giúp
52 giảm biến động cán cân thương mại, do đó nhà nước cần có những biện pháp dé điều chỉnh tỷ giá linh hoạt hơn Bên cạnh đó các biện pháp điều chỉnh ty giá còn làm cho Việt Nam đồng không bị tăng giá, thúc đây xuất khẩu, tiến đến mục tiêu ôn định cán cân thương mại.
Thứ hai: Về nợ chính phủ, hiện nay nợ chính phủ của nước ta là 52%, vượt ngưỡng mục tiêu 50% GDP đã đặt ra trước đó Để giảm nợ chính phủ, nhà nước cần tăng hiệu quả chi tiêu công va đầu tư công, thắt chặt kỷ luật ngân sách, kiểm soát rủi ro lãi suất, tỷ giá Ngoài ra chính phủ cần có những biện pháp dai hạn dé hạn chế nghĩa vụ phát sinh, duy trì tăng trưởng kinh tế và minh bạch hóa thông tin.
5.3 Hạn chế của đề tài Những van đề còn tồn tại ở nghiên cứu:
- Thực tế cán cân thương mại còn chịu ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố khác, nhưng giới hạn bài nghiên cứu chỉ đưa ra 5 yếu tố đại điện 5 yếu tố tác động tới cán cân thương mai Do đó có thé ảnh hưởng tới kết quả mô hình.
- Bài viết sử dụng số liệu của 18 năm (giai đoạn 2000 — 2017) do đó số quan sát còn hạn chế Ngoài ra số liệu được lay trên các nguồn dữ liệu đáng tin cậy, tuy nhiên đây là số liệu rộng rãi và qua quá trình tính toán nên có thê không chính xác tuyệt đối.
Hướng nghiên cứu tiếp theo Từ những hạn chế nêu trên, nhóm đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo
- Cần nghiên cứu sâu hơn về các yếu tố tác động tới cán cân thương mại dé đưa vào mô hình, từ đó thu được kết quả chính xác hon.
- Có thé mở rộng thời kỳ nghiên cứu dé số liệu mang tính đại diện cao hơn.
- Từ mô hình kết quả cần đánh giá sâu hơn dé đưa ra các biện pháp nhằm cải thiện cán cân thương mại.