Phân tích tác động của tỷ giá đối với cán cân thương mại giữa Việt Nam và khu vực đồng tiền chung châu Âu trong giai đoạn 1999-2022
MỤC LỤC
Hiệu ứng tuyến J
Khủng hoảng tài chính toàn cầu đã gây khó khăn trong điều chỉnh cán cân thương mại (Bénassy- Quéré, Gourinchas & Martin, 2010), làm giảm nhu cầu tiêu thụ và xuất khẩu, làm suy yếu khả năng tiếp cận nguồn vốn và tạo ra biến động trong tỷ giá và giá cả quốc tế. Tuy nhiên, những phát hiện từ những nghiên cứu này chưa được đồng thuận mặc dù đã có nhiều nghiên cứu được tiến hành để kiểm tra tác động của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại ở cả các nước phát triển và đang phát triển trong những thập kỷ qua (Đào Minh Thông, 2017; ThS. Một số nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối đoái là yếu tố quan trọng quyết định cán cân thương mại của một quốc gia (Phan Thanh Hoàn & Nguyễn Đăng Hào, 2007), trong khi những nghiên cứu khác lại không tìm thấy mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại (Đỗ Thị Mẫn, 2017).
Vì lý do này, nhóm nghiên cứu cho rằng việc nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại trong bối cảnh nền kinh tế chuyển đổi sẽ mang lại những hiểu biết mới để hiểu được biến động tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng như thế nào đến thương mại quốc tế của Việt Nam - một nền kinh tế chuyển đổi có nhiều bất ổn về thể chế cao.
Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu 1.Phương pháp nghiên cứu
Phương pháp phân tích số liệu
Để kiểm định tác động của tỷ giá đến cán cân thương mại Việt Nam nhóm tiến hành nghiên cứu dựa trên các mô hình nghiên cứu về tác động của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại (Rose và Yellen, 1989; Hsing và Sergi, 2009; Phong và cộng sự, 2018; Bahmani- Oskooee và Nouira, 2020),. Dữ liệu nghiên cứu là các chuỗi kinh tế có tồn tại tính chất tăng trưởng ẩn chứa hàm số mũ. Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả lấy logarith tự nhiên của các biến để loại trừ tính chất trên.
Để kiểm định tính Đồng liên kết phải thực hiện kiểm tra tính dừng của các biến trong mô hình, từ đó thực hiện phân tích hồi quy với mô hình đã tạo lập bằng phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất OLS. Nếu hai biến số trong mô hình là đồng liên kết, nhóm tác giả sẽ thực hiện phân tích tác động ngắn hạn thông qua mô hình ECM.
Giải thích các biến trong mô hình và kỳ vọng về dấu của các hệ số hồi quy
Thu nhập bình quân đầu người của các nước đối tác thuộc khu vực đồng tiền chung châu Âu (GDPEU): Thu nhập bình quân đầu người cao trong các nước đối tác thường đi kèm với mức tiêu dùng cao hơn. Người dân có khả năng mua sắm nhiều hàng hóa và dịch vụ hơn, bao gồm cả hàng hóa xuất khẩu từ Việt Nam. Điều này tạo ra một nhu cầu cao cho các sản phẩm xuất khẩu của Việt Nam và có thể tạo điều kiện cho cân bằng hoặc thặng dư cán cân thương mại cho Việt Nam.
Tỷ giá thực đa phương của Việt Nam (REER): Khi tỷ giá thực đa phương tăng, giá trị đồng tiền của Việt Nam (VND) giảm so với các đồng tiền khác. Nhờ vậy, các doanh nghiệp Việt Nam có thể có cơ hội tăng cường xuất khẩu sản phẩm và dịch vụ của mình với giá cạnh tranh trên thị trường châu Âu. Điều này có thể tạo ra thặng dư thương mại, khi giá trị xuất khẩu lớn hơn giá trị nhập khẩu.
- Số liệu về cán cân thương mại (TB) - Xuất nhập khẩu được tổng hợp từ Tổng cục thống kê (GSO) và ceicdata.com;. - Thu nhập bình quân đầu người của các nước sử dụng đồng tiền chung châu Âu. - Thu nhập bình quân đầu người của Việt Nam (GDPvn) được tổng hợp từ Tổng cục thống kê, Finance Vietstock;.
Những chỉ số trên kết hợp thành một bộ dữ liệu theo kiểu chuỗi thời gian, được đảm bảo đầy đủ, chính thống và đáng tin cậy, làm nền tảng vững chắc cho quá trình phân tích.
Kết quả nghiên cứu và thảo luận 1.Mô tả thống kê dữ liệu
Xác định độ trễ phù hợp
Độ trễ (lag) là khoảng thời gian cần thiết để tác động của biến số được phản ánh thông qua các chỉ số kinh tế, được đo bằng khoảng thời gian từ lúc biến số bắt đầu được tác động cho đến khi chỉ số kinh tế thay đổi và phản ánh tác động đó. Xác định độ trễ là bước quan trọng trước khi kiểm định tính dừng bởi kết quả kiểm định của ADF thường nhạy cảm với lựa chọn chiều dài độ trễ. Trong nghiên cứu này, độ trễ là khoảng thời gian cần có để ba biến REER, GDPVN và GDPEU tác động lên TB, làm trị giá kim ngạch xuất – nhập khẩu thay đổi.
Trước tiên, nhóm tác giả tiến hành lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến lnTB, lnREER, lnGDPVN và lnGDPEU. Với điều kiện mô hình nhiều lag, lag(4) là độ trễ phù hợp nhất cho các chuỗi với tiêu chuẩn thông tin AIC (Akaike's Information Criterion) nhỏ nhất (Akaike, 1973). Vì thế, nhóm tác giả tiến hành xác định độ trễ tối ưu cho chuỗi sai.
Các tiêu chuẩn FPE, AIC và HQIC chỉ ra lag(3) là độ trễ phù hợp nhất cho chuỗi sai phân bậc 1 của mô hình.
Kiểm định tính dừng
Với chuỗi dữ liệu sẵn có, nhóm tác giả thực hiện mô hình hồi quy theo phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất OLS đối với biến phụ thuộc là lnTB và các biến độc lập là lnREER, lnGDPVN, lnGDPEU. Nhóm tác giả thực hiện phương pháp kiểm định hai bước Engle – Granger để tạo phần dư dựa trên hồi quy tĩnh, sau đó kiểm tra phần dư để kiểm tra liệu các đơn vị có tính dừng không. Mô hình giải thích được 91.05% sự phục thuộc của cán cân thương mại vào sự biến động của tỷ giá thực đa phương, tổng sản phẩm quốc nội của Việt Nam và tổng sản phẩm quốc nội của khu vực đồng tiền chung Châu Âu.
Trong giai đoạn 1999-2022, Việt Nam đã chuyển từ một nền kinh tế đóng góp chủ yếu vào các ngành sản xuất có chi phí thấp, như dệt may và công nghiệp chế biến, sang các ngành công nghiệp có giá trị gia tăng cao hơn, ví dụ như công nghệ thông tin và dịch vụ. Sự tăng của REER đồng nghĩa với việc làm giảm giá hàng hóa và dịch vụ xuất khẩu giúp cho hàng xuất khẩu của Việt Nam sang EU có giá cạnh tranh hơn, tạo điều kiện thuận lợi cho xuất khẩu của Việt Nam đến EU. GDP khu vực đồng tiền chung Châu Âu và Cán cân thương mại Việt Nam - EU Trên lý thuyết, sự tăng lên của tổng sản phẩm quốc nội của Eurozone được kỳ vọng có ảnh hưởng tích cực khiến cán cân thương mại tăng lên.
Khi GDP của Eurozone tăng, theo lý thuyết khi gia tăng thu nhập người dân có xu hướng sử dụng hàng nhập khẩu thì người tiêu dùng và doanh nghiệp trong khu vực này có thể có khả năng mua nhiều hàng hóa và dịch vụ hơn từ Việt Nam, đặc biệt trong các lĩnh vực như thực phẩm, dệt may và điện tử. Đây là số hạng của mô hình hồi quy trong dài hạn nhưng trễ một kỳ, vì vậy, hệ số này cho biết mức độ mất cân bằng trong kỳ trước ảnh hướng đến bất kỳ điều chỉnh nào trong biến phụ thuộc. Tuy nhiên, GDPEU không có ý nghĩa thống kê (p-value = 0.058) nên trong ngắn hạn, GDP của Khu vực đồng tiền chung Châu u không tác động đến cán cân thương mại của Việt Nam - Eurozone.
Điều này có thể được lý giải bởi sự khác biệt trong cấu trúc của nền kinh tế bởi nền kinh tế của khu vực này là một nền kinh tế lớn trong khi đó Việt Nam là một nước đang phát triển vì vậy sự thay đổi của GDPEU không ảnh hưởng đến cán cân thương mại giữa Việt Nam - Eurozone trong ngắn hạn. Vì phạm vi nghiên cứu là tác động của tỷ giá đến Cán cân thương mại Việt Nam - Eurozone nên nhóm nghiên cứu không đi sâu vào việc phân tích tác động của GDP đến Cán cân thương mại.
Kiểm định mô hình
Như vậy, mô hình trong dài hạn và ngắn hạn đều không mắc khuyết tật đa cộng tuyến. Nhóm tác giả sử dụng Breusch–Pagan test để kiểm định liệu mô hình có bị bỏ sót biến hay không. Như vậy, ta không có cơ sở bác bỏ H0, mô hình trong dài hạn có phương sai sai số không đổi.
Như vậy, ta không có cơ sở bác bỏ H0, mô hình có phương sai sai số không đổi. Nhóm tác giả sử dụng Ramsey RESET test để kiểm định liệu mô hình có bị bỏ sót biến hay không. Ramsey RESET test using powers of the fitted values of TDR Ho: model has no omitted variables.
Như vậy, ta có cơ sở bác bỏ H0, mô hình mắc khuyết tật bỏ sót biến. Ramsey RESET test using powers of the fitted values of TDR Ho: model has no omitted variables. Như vậy, ta không có cơ sở bác bỏ H0, mô hình không mắc khuyết tật bỏ sót biến.
