tiểu luận kinh tế lượng tác động của các yếu tố vĩ mô tới cán cân thương mại của các nước ASEAN giai đoạn 2000 2016

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ -*** TIỂU LUẬN KINH TẾ LƯỢNG TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ TỚI CÁN CÂN THƯƠNG MẠI CỦA CÁC NƯỚC ASEAN GIAI ĐOẠN 2000-2016 Nhóm sinh viên thực hiện: Nhóm 14 Lớp: KTE309(2-1718).3_LT Giảng viên hướng dẫn: ThS Nguyễn Thúy Quỳnh Hà Nội, tháng năm 2018 ĐÁNH GIÁ THÀNH VIÊN ĐÁNH GIÁ HỌ VÀ TÊN Nguyễn Thanh Tâm Anh 1610110038 Nguyễn Quốc Đạt 1611110089 Phạm Lê Huy 1611110269 Lê Giang Vi Quỳnh 1611110494 Trịnh Thị Thanh Tâm 1611110518 Tâm A n h Đạt Huy Điểm trung bình Vi Tâm Q uỳ nh 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG CHƯƠNG GIỚI THIỆU VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.1 Tính cấp thiết đề tài Hiện nay, ASEAN hội nhập mạnh mẽ khối trở thành kinh tế lớn, trung tâm thương mại quan trọng đồ kinh tế toàn cầu Theo tổng thư ký ASEAN Lê Lương Minh, 10 quốc gia ASEAN có tổng GDP khoảng gần 2.600 tỷ USD Năm 2016, ASEAN vượt qua Pháp trở thành kinh tế lớn thứ giới, thứ châu Á Nếu trì đà tăng trưởng vậy, chắn đến năm 2020, ASEAN trở thành kinh tế lớn thứ toàn cầu Các thành viên ASEAN thể tâm nỗ lực xây dựng ASEAN mở cửa, hội nhập vào kinh tế tồn cầu với khơng gian thương mại rộng lớn thơng qua việc thực thi nâng cấp Hiệp định Thương mại tự (FTA) ký với đối tác Trung Quốc, Nhật Bản, Hàn Quốc, Ấn Độ, Australia New Zealand; triển khai đàm phán FTA ASEAN - Hồng Công Hiệp định Đối tác kinh tế toàn diện khu vực (RCEP) với đối tác Quan hệ hợp tác kinh tế với các đối tác quan trọng khác Hoa Kỳ, EU, Canada, Liên bang Nga ASEAN triển khai tích cực thơng qua sáng kiến, chương trình hành động cụ thể, tập trung vào nội dung bên quan tâm kinh tế thương mại, đầu tư quốc tế, phát triển lực Trong bối cảnh hội nhập kinh tế toàn cầu nhiều thay đổi, việc nghiên cứu cán cân thương mại vô quan trọng Nghiên cứu cán cân thương mại giúp nước nắm thông tin liên quan đến cung cầu tiền tệ, tình trạng cán cân vãng lai, mức tiết kiệm, đầu tư thu nhập thực tế Từ đó, nước dự đốn sớm tận dụng tốt tiềm sẵn có, đưa giải pháp thiết thực cho hoạt động xuất-nhập tăng cường liên kết thương mại khối, dẫn đến việc điều tiết kinh tế vĩ mô tốt Với lý trên, chúng em định lựa chọn đề tài “Tác động yếu tố vĩ mô tới cán cân thương mại nước ASEAN giai đoạn 2000-2016” cho tiểu luận môn Kinh tế lượng 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Nghiên cứu có mục tiêu tổng qt xây dựng mơ hình phân tích ảnh hưởng yếu tố kinh tế vĩ mô tới cán cân thương mại quốc gia khối ASEAN Các mục tiêu cụ thể xác định bao gồm: Thứ nhất, hệ thống hóa sở lý thuyết cán cân thương mại ảnh hưởng yếu tố kinh tế vĩ mô tới cán cân thương mại Thứ hai, xác định mức độ ảnh hưởng yếu tố kinh tế tới biến động cán cân thương mại nước Đông Nam Á Thứ ba, đề xuất định hướng, giải pháp, nhằm cải thiện cán cân thương mại theo hướng tích cực với Việt Nam nói riêng quốc gia khối ASEAN nói chung 1.3 Đối tượng phạm vi nghiên cứu Đối tượng nghiên cứu xác định cán cân thương mại quốc gia ảnh hưởng yếu tố kinh tế vĩ mô tới cán cân thương mại Phạm vi nghiên cứu mặt khơng gian: Đề tài tìm hiểu cán cân thương mại 10 quốc gia khối ASEAN bao gồm: Brunei, Cam-pu-chia, Indonesia, Lào, Malaysia, Myanmar, Phi-lip-pin, Sing-ga-po, Thái Lan, Việt Nam Phạm vi nghiên cứu mặt thời gian: Đề tài thực dựa phân tích số liệu 17 năm từ năm 2000 đến năm 2016 1.4 Tình hình nghiên cứu khoảng trống nghiên cứu Tô Trung Thành (2016) nghiên cứu yếu tố tác động đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1997-2015 dựa ước lượng mơ hình VECM (Mơ hình hiệu chỉnh sai số vector) có ràng buộc Kết cho thấy độ mở cửa lớn cán cân thương mại xấu Giá trị ban đầu tài sản nước ngồi ròng (NFA) cao khiến cán cân thương mại giảm xuống dài hạn Hệ thống tài phát triển giúp cán cân thương mại cải thiện thu nhập bình quân cao làm cán cân thương mại xấu Tỷ giá thực hữu hiệu (REER) khơng có tương quan chặt chẽ với cán cân thương mại Gia tăng FDI làm tăng xu hướng nhập siêu Việt Nam Lê Hoàng Phong & Đặng Thị Bạch Vân (2014) phân tích tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1986–2014 Trên sở mô hình đa biến, cách tiếp cận mơ hình phân phối độ trễ tự hồi quy (Autoregressive Distributed Lag: ARDL) nhóm tác giả kiểm định mối quan hệ đồng liên kết biến với kiểm định bound test tính tốn tác động dài hạn biến Bên cạnh, mơ hình ECM-ARDL sử dụng để đánh giá tác động ngắn hạn Kết nghiên cứu cho thấy ngắn hạn dài hạn, tổng sản phẩm quốc nội tỷ giá có tác động dương đến cán cân thương mại Việt Nam, cung tiền có tác động dương ngắn hạn lại có tác động âm dài hạn Rahman (2009) sử dụng ba phương trình (kim ngạch xuất khẩu, kim ngạch nhập tổng kim ngạch xuất nhập khẩu) để nghiên cứu dòng thương mại Bangladesh đối tác thương mại quan trọng Nghiên cứu cho thấy hoạt động thương mại Bangladesh chịu tác động quy mô kinh tế, tổng thu nhập quốc dân, khoảng cách độ mở kinh tế Song nghiên cứu khác Thai Tri Do (2006) xem xét thương mại song phương Việt Nam 23 nước châu Âu dựa mơ hình trọng lực với số liệu hỗn hợp giai đoạn 1993-2004 Nghiên cứu bên cạnh nhân tố quy mô kinh tế, quy mô thị trường tỷ giá hối đối có ảnh hưởng tương đối lớn biến khoảng cách địa lý lịch sử gần khơng có ảnh hưởng đến thương mại song phương Việt Nam 23 nước châu Âu Vladimir, Ladislav & Jan (2003) qua sử dụng liệu bảng điều khiển cho 29 ngành, tác giả kiểm tra đặc điểm kỹ thuật thay chức xuất nhập Séc Cán cân thương mại chủ yếu chịu ảnh hưởng tỷ giá hối đoái thực, tổng cầu thay đổi thuế quan Các yếu tố thứ cấp, có liên quan đến điều chỉnh cấu, cân thương mại bền vững tỷ giá hối đoái cân bằng, phần lại, đặc điểm bên cung thay đổi nguồn vốn vật chất người, dòng vốn FDI khả cạnh tranh ngày tăng sản xuất nước Nhóm tác giả nhận thấy chưa có nhiều nghiên cứu trực tiếp liên quan đến cán cân thương mại nước khu vực ASEAN Ngoài ra, ảnh hưởng số yếu tố vĩ mô khác tới cán cân thương mại lạm phát, suất lao động chưa xem xét kỹ lưỡng Do vậy, nghiên cứu đánh giá “tích hợp” số biến phù hợp có ảnh hưởng tới cán cân thương mại nước ASEAN nhằm thu hẹp khoảng trống nghiên cứu giới Việt Nam 1.5 Kết cấu đề tài Đề tài nghiên cứu kết cấu thành chương sau: Chương 1: Giới thiệu đề tài nghiên cứu Chương 2: Tổng quan lý thuyết tình hình nghiên cứu Chương 3: Phương pháp nghiên cứu Chương 4: Kết nghiên cứu Chương 5: Kết luận đề xuất CHƯƠNG TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VỀ CÁN CÂN THƯƠNG MẠI VÀ CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI CÁN CÂN THƯƠNG MẠI 2.1 Cán cân thương mại 2.1.1 Khái niệm Để hiểu chất cán cân thương mại, cần hiểu rõ khái niệm cán cân toán quốc tế Chỉ tiêu hiểu sau: Cán cân toán, hay cán cân toán quốc tế, ghi chép giao dịch kinh tế quốc gia với phần lại giới thời kỳ định Những giao dịch tiến hành cá nhân, doanh nghiệp cư trú nước hay phủ quốc gia Đối tượng giao dịch bao gồm loại hàng hóa, dịch vụ, tài sản thực, tài sản tài chính, số chuyển khoản Thời kỳ xem xét tháng, quý, song thường năm Những giao dịch đòi hỏi tốn từ phía người cư trú nước tới người cư trú nước ghi vào bên tài sản nợ Các giao dịch đòi hỏi tốn từ phía người cư trú nước cho người cư trú nước ghi vào bên tài sản có Các thành phần cán cân tốn: • • • • Tài khoản vãng lai Tài khoản vốn Thay đổi dự trữ ngoại hối nhà nước Mục sai số Trong cán cân thương mại mục nằm tài khoản vãng lai cán cân toán quốc tế Cán cân thương mại ghi lại thay đổi xuất nhập quốc gia khoảng thời gian định (quý năm) mức chênh lệch (xuất trừ nhập khẩu) chúng Cán cân thương mại giống với chênh lệch sản lượng nước nhu cầu nội địa nước (chênh lệch lượng hàng hóa nước sản xuất với lượng hàng hóa mua từ nước ngồi; khơng tính đến việc đầu tư tiền vào cổ phiếu nước ngồi, khơng phải nhân tố khái niệm nhập hàng hóa để sản xuất cho thị trường nội địa) Cán cân thương mại gồm khoản mục: • • Khoản mục hàng hóa (thương mại hữu hình ) Khoản mục dịch vụ (thương mại vơ hình) bao gồm: hoạt động sản xuất nhập dịch vụ vận tải, du lịch, ngân hàng… 2.1.2 Vai trò cán cân thương mại Tác động tích cực: • Vai trò xuất kinh tế: – Xuất nhân tố kích thích tăng trưởng, tích cực giải thất nghiệp cải thiện đởi sống người dân làm tăng GDP thu nhập quốc dân từ làm tăng tiêu dùng nội địa; – Xuất tạo nguồn vốn chủ yếu cho nhập khẩu; – Xuất góp phần chuyển dịch cấu kinh tế, đẩy mạnh phát triển ngành có liên quan hỗ trợ, mở rộng thị trường tiêu thụ tạo điều kiện nâng cao lực sản xuất nước; • Vai trò nhập kinh tế: – Thúc đẩy q trình cơng nghiệp hóa – đại hóa, bổ sung nguồn tư liệu sản xuất quỹ hàng hóa tiêu dùng; – Nhập cầu nối thông suốt kinh tế, thị trường nước với nhau, tạo điều kiện phân công lao động hợp tác quốc tế, phát huy lợi so sánh sở chun mơn hóa; – Nhập xóa bỏ tình trạng độc quyền, phá vỡ triệt để kinh tế đóng Tác động tiêu cực: Cán cân thương mại thâm hụt nhiều năm, đồng nghĩa với việc phải cắt bớt nhập phần biện pháp tài tiền tệ khắc khổ  Kết làm giảm tăng trưởng kinh tế, tăng tình trạng thất nghiệp 10 2.2 Các nhân tố ảnh hưởng tới cán cân thương mại 2.2.1 Tỷ giá hối đối Tỷ giá hối đối (còn gọi tỷ giá trao đổi ngoại tệ, tỷ giá Forex, tỷ giá FX Agio) hai tiền tệ tỷ đồng tiền trao đổi cho đồng tiền khác Nó coi giá đồng tiền quốc gia biểu tiền tệ khác (O'Sullivan & Steven M, 2003) Tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến giá tương đối hàng hóa sản xuất nước quốc tế Đồng tiền nước định giá đồng tiền quốc gia khác thông qua việc sử dụng tỷ giá hối đoái Nếu đồng tiền quốc gia tăng giá so với đồng tiền khác, yếu tố khác hàng hóa xuất nước trở nên đắt đỏ nước nhập khẩu, làm cho tài khoản vãng lai quốc gia giảm Nếu đồng tiền quốc gia giảm giá so với đồng tiền quốc gia khác nhu cầu xuất hàng hóa tăng, giảm nhập dẫn đến thặng dư cán cân thương mại 2.2.2 Thu nhập bình quân đầu người Thu nhập bình quân đầu người tiêu kinh tế - xã hội quan trọng phản ánh “mức thu nhập cấu thu nhập tầng lớp dân cư” Chỉ tiêu dùng để đánh giá mức sống, phân hóa giàu nghèo, tính tỷ lệ nghèo làm sở cho hoạch định sách nhằm nâng cao mức sống nhân dân, xóa đói, giảm nghèo Mức độ thu nhập quốc gia tăng với tỷ lệ phần trăm cao so với quốc gia khác mức độ nhu cầu hàng hóa tăng lên, có nhiều khả nhu cầu hàng hóa nước tăng lên làm cho nhập quốc gia tăng lên thâm hụt cán cân thương mại Ngược lại mức độ thu nhập quốc gia giảm nhu cầu hàng hóa người tiêu dùng quốc gia giảm làm cho nhập giảm thặng dư cán cân thương mại (Rahman, 2009) 2.2.3 Đầu tư trực tiếp nước (FDI) Đầu tư trực tiếp nước (Foreign Direct Investment, FDI) xảy nhà đầu tư từ nước (nước chủ đầu tư) có tài sản nước khác (nước thu hút đầu tư) với quyền quản lý tài sản Phương diện quản lý thứ để phân biệt FDI với công cụ tài khác Trong phần lớn trường hợp, nhà đầu tư lẫn tài sản mà người quản lý nước sở kinh doanh Trong trường 23 Ta xây dựng cặp giả thuyết: Ta có p-value= 0,396 lớn so với mức ý nghĩa thông dụng ⇒Chấp nhận H0, tức hệ số ước lượng biến THUBQ khơng có nghĩa thống kê  Kiểm định β4 Ta xây dựng cặp giả thuyết: Với mức ý nghĩa α=0.05, p-value=1,21e-010< α ⇒ Bác bỏ H0, tức hệ số ước lượng biến FDI có ý nghĩa thống kê  Kiểm định β5 Ta xây dựng cặp giả thuyết: Với mức ý nghĩa α=0.05, p-value=0.0001< α ⇒Bác bỏ H0, tức hệ số ước lượng biến OPEN có nghĩa thống kê  Kiểm định β6 Ta xây dựng cặp giả thuyết: Với mức ý nghĩa α=0.05, p-value=0.9550 > α ⇒ Chấp nhận H0, tức hệ số ước lượng biến INFLA ý nghĩa thống kê 4.3.2 Kiểm định độ phù hợp mơ hình Ta xây dựng cặp giả thuyết: Sử dụng Gretl thu kết quả: F(5, 163) = 57.58236 P-value(F) = 2.21e-34 < α ⇒ Bác bỏ H0, tức mơ hình phù hợp Nhận xét: Hệ số xác định R2 = 0.639589 cho thấy với mẫu thu thập biến EXRAT, THUBQ, FDI, OPEN, INFLA giải thích 0.639589 % thay đổi giá trị biến phụ thuộc BAL 4.3.3 Kiểm định thu hẹp hồi quy Từ phần 3.1, nhận thấy hệ số hồi quy ước lượng biến THUBQ biến INFLA khơng có ý nghĩa thống kê Nên: 24 Ta xây dựng cặp giả thuyết: Sử dụng lệnh Omit variables Gretl, ta thu kết quả: Null hypothesis: the regression parameters are zero for the variables INFLA, THUBQ Test statistic: F(3, 165) = 96.88994, p-value = 3.31e-36 Với mức ý nghĩa α=0.05, p-value < α ⇒ Bác bỏ H0, tức bỏ biến THUBQ biến INFLA khỏi mơ hình 4.3.4 Kiểm định độ phù hợp kết với giả thuyết • Kiểm định phù hợp β2 Hệ số hồi quy biến EXRAT mang dấu âm (2 = -0.498299 < 0) ⇒ Không phản ánh giả thuyết ban đầu tỷ giá hối đoái cao (giá trị đồng tiền nước chủ nhà nhỏ) cán cân thương mại thặng dư Kết giải thích nội kinh tế nước chủ nhà không đủ mạnh, sản xuất nước chưa đáp ứng nhu cầu nước nhu cầu nước nhập việc giảm giá đồng tiền không đem lại kết gia tăng thặng dư cán cân thương mại • Kiểm định phù hợp β3 Hệ số hồi quy biến THUBQ mang dấu dương (3 = 112.357 < 0) ⇒ Không phản ánh giả thuyết ban đầu tăng thu nhập bình quân đầu người nước chủ nhà gia tăng nhập khẩu, làm xấu cán cân thương mại Kết không phù hợp với số kết thực nghiệm Rahman (2009) Tô Trung Thành (2016) Tuy nhiên, kiểm định phía trên, hệ số khơng có ý nghĩa thống kê Do đó, kết ước lượng khơng phản ánh tác động thu nhập tới cán cân thương mại quốc gia nghiên cứu • Kiểm định phù hợp β4 Hệ số hồi quy biến FDI mang dấu dương (4 = 0.725107> 0) ⇒ Phản ánh giả thuyết ban đầu nước chủ nhà thu hút nhiều FDI đến nước cán cân thương mại thặng dư Kết ngược với nghiên cứu thực nghiệm Tô Trung Thành (2016) cho thu hút vốn đầu tư FDI có tác 25 động gia tăng nhập khẩu, đồng thời phù hợp với kết nghiên cứu Vladimir, Ladislav & Jan (2003) Rahman (2009) thiết lập sở quốc gia nghiên cứu, nhà đầu tư cần nhập nhân tố đầu vào mà quốc gia khơng có sẵn để phục vụ cho hoạt động sản xuất kinh doanh FDI chảy vào nước mẫu nghiên cứu chủ yếu dạng theo định hướng xuất khẩu, nên cán cân thương mại nước cải thiện • Kiểm định phù hợp β5 Hệ số hồi quy biến OPEN mang dấu dương (5 = 55.9060 > 0) ⇒ Không phản ánh giả thuyết ban đầu độ mở cửa thương mại lớn cán cân thương mại nước chủ nhà xấu Kết ngược với nghiên cứu Tô Trung Thành (2016) Taleb & Zubi (2014), phù hợp với nghiên cứu Rahman (2009) Với mẫu nghiên cứu 10 quốc gia ASEAN, nước có độ mở cửa thương mại lớn có hội gia tăng thặng dư thương mại quốc gia • Kiểm định phù hợp β6 Hệ số hồi quy biến INFLA mang dấu âm (5 = -7.83688 < 0) ⇒ Phản ánh giả thuyết ban đầu tăng tỷ lệ lạm phát làm cán cân thương mại xấu Kết phù hợp với lý thuyết nêu Giáo trình tiền tệ ngân hàng (GS.TS Nguyễn văn Tiến) số nghiên cứu khác Tuy nhiên hệ số ước lượng khơng có ý nghĩa thống kê Có thể lý giải khối ASEAN quốc gia phát triển không đồng số nước gặp phải biến động kinh tế lớn mà ngun nhân khơng liên quan đến bên ngồi Do đó, lạm phát khơng phản ánh xác tình hình cán cân chung quốc gia 26 CHƯƠNG KẾT LUẬN VÀ CÁC ĐỀ XUẤT 5.1 Thảo luận, đề xuất kiến nghị, giải pháp • Xét kết hổi quy biến EXRAT mơ hình thấy mối quan hệ thực tế tỷ giá hối đoái cán cân thương mại trái với lý thuyết cổ điển Thật vậy, hầu sử dụng sách tỷ giá thả để hạn chế biến động giá mặt hàng buôn bán, kinh doanh nước, giữ cân bằng, biến động nhẹ, phù hợp với biến động giới khó có khả việc phá giá nội tệ cải thiện cán cân thương mại  Giải pháp: Muốn đạt thặng dư cán cân thương mại, cần có điều chỉnh giá đồng tiền cách hợp lý để đem lại lợi thương mại quốc tế phương diện giá Tuy nhiên, điều chỉnh tỷ giá có ảnh hưởng đến giá nước quốc tế, vậy, việc điều chỉnh tỷ giá phải phù hợp với giai đoạn khác kinh tế Bên cạnh đó, ngân hàng trung ương phải có hệ thống theo dõi, giám sát chặt chẽ điều kiện kinh tế nước, kinh tế lớn nước khu vực, kịp thời đánh giá rủi ro, nguy ổn định để đưa sách phù hợp • Đối với biến THUBQ tượng trưng cho thu nhập bình quân đầu người, ước lượng hồi quy cho thấy thu nhập bình quân thấp có ảnh hưởng tiêu cực tới cán cân xuất nhập Điều giải thích thực tế tâm lý người lao động, thu nhập giảm gây nên giảm hiệu lao động dẫn đến khả sản xuất giảm xuất giảm, thực tế chứng minh, ảnh hưởng tiêu cực mạnh ảnh hưởng tích cực, dẫn đến thâm hụt cán cân thương mại  Giải pháp: Hoạch định sách phù hợp để gia tăng mức sống người dân, thực “dân giàu nước mạnh” để cải thiện thái độ việc lao động sản xuất người lao động • Ước lượng hồi quy cho biến FDI cho thấy ảnh hưởng tích cực khối đầu tư trực tiếp nước tới cán cân thương mại nước nhận đầu tư Thật vậy, thực tế chứng minh, nước phát triển, doanh nghiệp FDI có làm gia tăng nhập ảnh hưởng tích cực tới kim ngạch xuất nước nhận đầu tư xa nên nhìn chung, FDI tăng giúp cải thiện cán cân thương mại nước nhận đầu tư 27  Giải pháp: Để tăng thu hút vốn FDI, Chính phủ cần tạo mơi trường kinh doanh thuận lợi cho doanh nghiệp, bên cạnh việc đề sách khuyến khích liên quan đến thuế, v.v vơ cần thiết • Kết hồi quy biến OPEN rằng, thực tế, quốc gia có độ mở kinh tế lớn, khơng có nhiều rào cản thương mại giảm chi phí liên quan đến xuất nhập khẩu, đồng thời việc mở cửa kinh tế giúp nước vừa khai thác mạnh kinh tế nước vừa tranh thủ thị trường giới Tuy nhiên việc mang nhiều rủi ro tiềm ẩn có biến động kinh tế giới  Giải pháp: Chính phủ cần có sách phủ hợp cải thiện chất lượng độ mở kinh tế, bên cạnh đó, khu vực kinh tế nước cần tranh thủ thời để tiếp thu trình độ khoa học cơng nghệ, trình độ quản lý khu vực có vốn đầu tư nước ngoài, đồng thời tranh thủ vượt lên tránh thị phần • Đối với biến INFLA, lý thuyết, thực tế cho thấy lạm phát tăng cao có ảnh hưởng xấu tới cán cân thương mại ảnh hưởng tiêu cực trực tiếp tiềm ẩn nguy như hiệu đầu tư thấp, suất lao động thấp,…  Giải pháp: Cùng với sách kiềm chế lạm phát, Chính phủ cần đưa biện pháp đồng mạnh mẽ để kiềm soát lạm phát ổn định kinh tế vĩ mô phù hợp với giai đoạn mục tiêu phát triển kinh tế 5.2 Kết luận Sau thực ước lượng, kiểm định khắc phục khuyết tật, nhóm xây dựng mơ hình khái qt tác động yếu tố tỷ giá hối đối, thu nhập bình qn đầu người, đầu tư trực tiếp nước ngoài, mức độ mở cửa thương mại, lạm phát tới cán cân thương mại Theo kết thu được, mơ hình khơng bỏ sót biến quan trọng, khơng có tượng phương sai sai số thay đổi, có xuất hiện tượng nhiễu phân phối khơng chuẩn bỏ qua Tuy nhiên, có vấn đề có đa cộng tuyến khơng hồn hảo hai biến thu nhập bình quân đầu người (THUBQ) suất lao động (NSLD) – điều suất lao động người định mức thu nhập mà người nhận (và ngược lại) Sau xem xét mơ hình hồi quy mẫu tổng qt khơng có biến NSLD phù hợp nên nhóm định bỏ biến NSLD khỏi mơ hình 28 Hệ số xác định R2 = 0.639589 cho thấy với mẫu thu thập biến EXRAT, THUBQ, FDI, OPEN, INFLA giải thích 0.639589 % thay đổi giá trị biến phụ thuộc BAL Do biến phụ thuộc xét đến biến số vĩ mô lớn, yếu tố tác động không bao hàm kinh tế mà trị, xã hội, khơng thể tránh khỏi số thiếu sót Đồng thời, điều kiện hạn chế số liệu, khả nghiên cứu khơng có nhiều thời gian thu thập đánh giá nên chúng em thực với biến độc lập kể mà chưa tiến hành mở rộng phạm vi nghiên cứu đề tài với biến vi mô khác Bản báo cáo hồn thành sở tự nghiên cứu tìm hiểu thành viên với tảng kiến thức mơn Kinh tế lượng Dựa vào q trình xây dựng đề tài nghiên cứu, nhóm nắm rõ phân tích định lượng kiểm định đặc trưng có lien quan, áp dụng kiến thức lớp vào kiến thức thực tế rút mối tương quan ảnh hưởng lẫn tượng kinh tế xã hội Do vốn kiến thức kĩ hạn chế nên hẳn đề tài nhiều thiếu sót, chúng em kính mong nhận bảo nhận xét từ quý thầy để đề tài em hồn chỉnh Một lần em xin trân thành cảm ơn ThS Nguyễn Thúy Quỳnh hướng dẫn giảng dạy chúng em nhiệt tình 29 PHỤ LỤC Bảng Kết qủa ước tính nhân tố tác động đến cán cân thương mại BAL (mơ hình ban đầu) (nhóm dựa vào hỗ trợ phần mềm Gretl) Model 1: OLS, using observations 2-170 (n = 169) Dependent variable: BAL Variabale coefficient std error t-ratio p-value const −1803.35 2329.71 −0.7741 0.4400 FDI 0.742423 0.127968 5.802 3.36e-08 THUBQ 53.1898 279.237 0.1905 0.8492 EXRAT −0.495508 0.172752 −2.868 0.0047 *** OPEN 56.0322 14.4013 3.891 0.0001 *** INFLA −1.30972 141.570 −0.009251 0.9926 NSLD 10.8968 45.4250 0.2399 0.8107 *** Mean dependent var 9687.285 S.D dependent var 19843.16 Sum squared resid 2.38e+10 S.E of regression 12129.13 R-squared 0.639717 Adjusted R-squared 0.626373 F(6, 162) 47.94114 P-value(F) 1.73e-33 Log-likelihood −1825.395 Akaike criterion 3664.790 Schwarz criterion 3686.699 Hannan-Quinn 3673.681 Excluding the constant, p-value was highest for variable (INFLA) 30 Bảng Kết quả ước tính nhân tố tác động đến Cán cân thương mại BAL (mơ hình mới) (nhóm dựa vào hỗ trợ phần mềm Gretl) Model 2: OLS, using observations 2-170 (n = 169) Dependent variable: BAL Variabale coefficient std error t-ratio p-value const −1575.32 2120.79 −0.7428 FDI 0.725107 0.105358 6.882 1.21e-010 THUBQ 112.357 130.534 0.8607 0.3906 EXRAT −0.498299 0.171861 −2.899 0.0043 *** OPEN 55.9060 14.3500 3.896 0.0001 *** INFLA −7.83688 138.528 −0.05657 0.9550 0.4587 *** Mean dependent var 9687.285 S.D dependent var 19843.16 Sum squared resid 2.38e+10 S.E of regression 12094.01 R-squared 0.639589 Adjusted R-squared 0.628534 F(5, 163) 57.85236 P-value(F) 2.21e-34 Log-likelihood −1825.425 Akaike criterion 3662.850 Schwarz criterion 3681.629 Hannan-Quinn 3670.471 Excluding the constant, p-value was highest for variable (INFLA) 31 Bảng Kết quả kiểm định bỏ sót biến (mơ hình ban đầu) (Nhóm dựa vào hỗ trợ phần meefmGretl) Auxiliary regression for RESET specification test OLS, using observations 2-170 (n = 169) Dependent variable: BAL Variabale coefficient std error t-ratio p-value const −380.693 2947.57 −0.1292 0.8974 FDI 0.563673 0.250531 2.250 0.0258 THUBQ −65.3233 318.461 −0.2051 0.8377 EXRAT −0.414782 0.201766 −2.056 0.0414 ** OPEN 42.4702 24.9534 1.702 0.0907 * INFLA −36.5902 149.134 −0.2454 0.8065 NSLD 23.0993 48.3973 0.4773 0.6338 yhat^2 9.93779e-06 1.41344e-05 0.7031 0.4830 yhat^3 −8.59908e-011 −0.5580 0.5776 1.54116e-010 Test statistic: F = 0.355988, with p-value = P (F (2,160) > 0.355988) = 0.701 ** 32 Bảng : Kết quả kiểm định bỏ sót biến (mơ hình mới) (Nhóm dựa vào hỗ trợ phần meefmGretl) Auxiliary regression for RESET specification test OLS, using observations 2-170 (n = 169) Dependent variable: BAL Variabale coefficient std error const −138.514 2905.30 t-ratio p-value −0.04768 0.9620 FDI 0.562285 0.248138 2.266 0.0248 THUBQ 68.7818 144.544 0.4759 0.6348 −2.178 0.0309 ** * EXRAT −0.431699 OPEN 43.8479 24.7966 1.768 0.0789 INFLA −44.6412 148.132 −0.3014 0.7635 yhat^2 8.68109e-06 1.38898e-05 0.6250 0.5329 −0.5050 0.6143 yhat^3 0.198205 −7.74428e-011 1.53365e-010 Test statistic: F = 0.277852, with p-value = P (F (2,161) > 0.277852) = 0.758 ** 33 Bảng Kết quả kiểm định đa cộng tuyến (mô hình ban đầu) (nhóm tự tính tốn dưạ vào hỗ trợ phần mềm Gretl) Variance Inflation Factors Minimum possible value = 1.0 Values > 10.0 may indicate a collinearity problem FDI 3.490 THUBQ 11.987 EXRAT 1.218 OPEN 2.226 INFLA 1.198 NSLD 7.364 VIF(j) = 1/(1 - R(j)^2), where R(j) is the multiple correlation coefficient between variable j and the other independent variables Belsley-Kuh-Welsch collinearity diagnostics: - variance proportions lambda cond const FDI THUBQ EXRAT OPEN INFLA NSLD 4.015 1.000 0.007 0.009 0.003 0.006 0.009 0.007 0.004 1.557 1.606 0.009 0.006 0.005 0.121 0.000 0.108 0.005 0.585 2.621 0.002 0.030 0.001 0.360 0.007 0.425 0.007 0.461 2.951 0.028 0.260 0.000 0.038 0.000 0.139 0.043 0.250 4.006 0.142 0.002 0.033 0.430 0.193 0.092 0.038 0.098 6.395 0.626 0.238 0.005 0.043 0.762 0.186 0.002 0.034 10.912 0.186 0.455 0.953 0.000 0.030 0.042 0.901 lambda = eigenvalues of X'X, largest to smallest cond = condition index note: variance proportions columns sum to 1.0 34 Bảng 10 Kết quả kiểm định đa cộng tuyến (mơ hình mới) (nhóm tự tính tốn dưạ vào hỗ trợ phần mềm Gretl) Variance Inflation Factors Minimum possible value = 1.0 Values > 10.0 may indicate a collinearity problem FDI 2.380 THUBQ 2.635 EXRAT 1.212 OPEN 2.223 INFLA 1.153 VIF(j) = 1/(1 - R(j)^2), where R(j) is the multiple correlation coefficient between variable j and the other independent variables Belsley-Kuh-Welsch collinearity diagnostics: - variance proportions lambda cond const FDI THUBQ EXRAT OPEN INFLA 3.408 1.000 0.013 0.017 0.014 0.014 0.012 0.014 1.405 1.558 0.007 0.031 0.041 0.118 0.002 0.117 0.568 2.449 0.000 0.002 0.007 0.452 0.003 0.513 0.345 3.142 0.159 0.435 0.004 0.103 0.047 0.136 0.176 4.397 0.038 0.256 0.933 0.281 0.123 0.022 0.098 5.912 0.783 0.259 0.000 0.033 0.813 0.199 lambda = eigenvalues of X'X, largest to smallest cond = condition index note: variance proportions columns sum to 1.0 35 Bảng 11 Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi (nhóm tự tính tốn dưạ vào hỗ trợ phần mềm Gretl) White's test for heteroskedasticity OLS, using observations 2-170 (n = 169) Dependent variable: uhat^2 const FDI THUBQ EXRAT OPEN INFLA sq_FDI X2_X3 X2_X4 X2_X5 X2_X6 sq_THUBQ X3_X4 X3_X5 X3_X6 sq_EXRAT X4_X5 X4_X6 sq_OPEN X5_X6 sq_INFLA coefficient 1.09905e+08 16402.7 1.19632e+07 −15482.3 1.57576e+06 −1.18626e+07 −0.452798 854.167 0.655469 −31.0324 −1446.25 −725110 −3456.72 101.112 2.26772e+06 1.78631 −236.703 1603.16 −5014.38 −16747.4 193885 std error 1.20187e+08 14382.7 1.97142e+07 17996.3 1.76200e+06 1.26470e+07 0.465920 977.241 1.78303 58.0824 1756.02 490475 9605.66 117447 2.35138e+06 1.59928 184.980 1261.45 7470.06 122148 242918 t-ratio 0.9144 1.140 0.6068 −0.8603 0.8943 −0.9380 −0.9718 0.8741 0.3676 −0.5343 −0.8236 −1.478 −0.3599 0.0008609 0.9644 1.117 −1.280 1.271 −0.6713 −0.1371 0.7982 Unadjusted R-squared = 0.168236 Test statistic: TR^2 = 28.431802, with p-value = P (Chi-square (20) > 28.431802) = 0.099565 p-value 0.3620 0.2559 0.5449 0.3910 0.3726 0.3498 0.3327 0.3835 0.7137 0.5939 0.4115 0.1414 0.7195 0.9993 0.3364 0.2658 0.2027 0.2058 0.5031 0.8911 0.4261 36 TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt GS.TS Nguyễn Quang Dong & PGS.TS Nguyễn Thị Minh (2012) Giáo trình Kinh tế lượng Hà Nội: NXB Đại học Kinh tế Quốc dân GS.TS Nguyễn Văn Tiến (2012) Giáo trình tiền tệ ngân hàng Hà Nội: NXB Thống kê GS.TS Đinh Xuân Trình & PGS.TS Đặng Thị Nhàn (1996) Giáo trình tốn quốc tế Hà Nội: NXB Khoa học Kỹ thuật Lê Hoàng Phong & Đặng Thị Bạch Vân (2014) “Tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến cán cân thương mại Việt Nam” Tạp chí cơng nghệ ngân hàng, số 1, tháng năm 2017 PGS.TS Nguyễn Cao Văn & TS Trần Thái Ninh & TS Ngô Văn Thứ (2012) Giáo trình lý thuyết xác suất thống kê toán Hà Nội: NXB Đại học Kinh tế Quốc dân Phạm Thị Hoàng Anh & Lê Hà Thu (2012) “Đánh giá tác động vốn đầu tư trực tiếp nước (fdi) tăng trưởng kinh tế việt nam.” Học Viện Ngân Hàng Tô Trung Thành (2016) “Các yếu tố tác động đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1977- 2015- Thực nghiệm từ mơ hình VECM” Tạp chí Kinh tế & Phát triển, số 234, tháng 12 năm 2016, tr 21-30 Tiếng Anh Johnson, A (2005), “The effect of FDI inflows on host country economic growth”, The Royal Institute of technology, Centre of Excellence for studies in Science and Innovation Rahman (2009), “The Determinants of Bangladesh’s Imports: A Gravity Model Analysis under Panel Data”, Australian Conference of Economists 37 Taleb Mohammad Awad Warrad & Zubi Alzubi (2014) “Impact of Trade liberalization on Economic Growth and the Balance of Trade” At: University of Jordan-AMMAN Volume: Thai Tri Do (2006), “A gravity model for trade between Vietnam and twenty-three European countries”, PhD thesis Vladimír Benáček, Ladislav Prokop and Jan Á Víšek (2003) “Determining Factors of the Czech Foreign Trade Balance: Structural Issues in Trade Creation” Czech National Bank Research Project No 20/2001 and Grant Agency of the Czech Republic under Grant No 402/00/0482 ... hoạt động xuất-nhập tăng cường liên kết thương mại khối, dẫn đến việc điều tiết kinh tế vĩ mô tốt Với lý trên, chúng em định lựa chọn đề tài Tác động yếu tố vĩ mô tới cán cân thương mại nước ASEAN. .. ASEAN giai đoạn 2000- 2016 cho tiểu luận môn Kinh tế lượng 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Nghiên cứu có mục tiêu tổng qt xây dựng mơ hình phân tích ảnh hưởng yếu tố kinh tế vĩ mô tới cán cân thương mại. .. cứu xác định cán cân thương mại quốc gia ảnh hưởng yếu tố kinh tế vĩ mô tới cán cân thương mại Phạm vi nghiên cứu mặt khơng gian: Đề tài tìm hiểu cán cân thương mại 10 quốc gia khối ASEAN bao gồm: