4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1.1Tác động cân bằng trong dài hạn (Hồi quy theo mô hình DOLS)
Dưới đây là kết quả hồi quy tác động truyền dẫn trong dài hạn của tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu theo mô hình DOLS.
Bảng 4.1. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số PPI của Mỹ (k = 4, p =1)
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t P – value
ER 1.504028 0.098040 15.34091 0.0000
PPIU 1.804289 0.103292 17.46785 0.0000
0.0000
GDP -0.508979 0.073058 -6.966809
C -11.87938 0.680859 -17.44764 0.0000
R-squared 0.993219 Mean dependent var 4.709303 Adjusted R-squared 0.987028 S.D. dependent var 0.256805 S.E. of regression 0.029249 Sum squared resid 0.019677 Durbin-Watson stat 1.744657 Long-run variance 0.000119
40
Hình 4.1. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 01)
Bảng 4.2. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số CPI của Mỹ (k = 4, p =1) Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t P – value
ER 1.302181 0.128171 10.15970 0.0000
CPIU 4.223675 0.710205 5.947121 0.0000
0.0047
GDP -0.880133 0.281508 -3.126491
C -16.62298 0.955203 -17.40256 0.0000
R-squared 0.993365 Mean dependent var 4.709303 Adjusted R-squared 0.987306 S.D. dependent var 0.256805 S.E. of regression 0.028933 Sum squared resid 0.019254 Durbin-Watson stat 1.312486 Long-run variance 0.000104
Hình 4.2. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 02)
0 1 2 3 4 5 6 7 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04 Series: Residuals Sample 2001Q2 2012Q2 Observations 45 Mean 1.54e-15 Median 0.000207 Maximum 0.046431 Minimum -0.052852 Std. Dev. 0.021147 Skewness -0.120271 Kurtosis 2.985536 Jarque-Bera 0.108880 Probability 0.947015 0 1 2 3 4 5 6 7 8 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04 Series: Residuals Sample 2001Q2 2012Q2 Observations 45 Mean -1.12e-15 Median 0.001912 Maximum 0.040153 Minimum -0.049998 Std. Dev. 0.020919 Skewness -0.219133 Kurtosis 2.529125 Jarque-Bera 0.775875 Probability 0.678455 Resid 01 Độ lệch chuẩn 0.021147 Hệ số bất đối xứng -0.120271 Độ lồi (Kurtosis) 2.985536 Jarque-Bera 0.108880 Prob 0.947015 Resid 02 Độ lệch chuẩn 0.020919 Hệ số bất đối xứng -0.219133 Độ lồi (Kurtosis) 2.529125 Jarque-Bera 0.775875 Prob 0.678455
41
Bảng 4.3. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo NEER (k = 5, p = 2) Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t P – value
NEER 1.212046 0.256724 4.721205 0.0003
CPIW -6.667036 3.057192 -2.180771 0.0455
GDP 3.662648 1.399583 2.616957 0.0194
C -14.77861 3.928602 -3.761797 0.0019
R-squared 0.990300 Mean dependent var 4.705667
Adjusted R-squared 0.972840 S.D. dependent var 0.245153 S.E. of regression 0.040402 Sum squared resid 0.024485 Durbin-Watson stat 1.251800 Long-run variance 0.000244
Hình 4.3. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 03)
Bảng 4.4. Kiểm định tính dừng của phần dư
Viet Nam KPSS (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
stat.levels
Five percent critical value Null hypothesis: variable is stationary
Resid 01 0.035112 0.463000
Resid 02 0.033492 0.463000
Resid 03 0.051926 0.463000
Các kết quả cho thấy mô hình là phù hợp để phân tích. Liên quan đến tỷ giá danh nghĩa song phương với Đôla Mỹ, độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu là 150.4% khi sử dụng chỉ số PPI, và 130.2% khi sử dụng chỉ số CPI của Mỹ, một sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái hoàn toàn trong dài hạn. Đối với NEER, ta
0 2 4 6 8 10 12 -0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04 Series: Residuals Sample 2001Q3 2012Q1 Observations 43 Mean -3.86e-15 Median 0.003586 Maximum 0.044489 Minimum -0.058134 Std. Dev. 0.024145 Skewness -0.273278 Kurtosis 2.572764 Jarque-Bera 0.862245 Probability 0.649779 Resid 03 Độ lệch chuẩn 0.024145 Hệ số bất đối xứng -0.273278 Độ lồi (Kurtosis) 2.572764 Jarque-Bera 0.862245 Prob 0.649779
42
tìm thấy độ lớn của ERPT là 121.2%.14 Các kết quả này phù hợp với những nghiên cứu trước đây về ERPT ở Việt Nam.
Chúng ta có thể giải thích cho sự truyền dẫn hoàn toàn này bởi những lý do sau. Thứ nhất, do thị trường Việt Nam không có tính cạnh tranh cao, đồng thời các nhà xuất khẩu nước ngoài có sức mạnh thị trường đáng kể nên đẩy toàn bộ những thay đổi trong tỷ giá và chi phí sản xuất về phía người mua. Thứ hai, nước ta gần như phải chịu những cú sốc liên tục từ tỷ giá, do đó, đặc điểm của biến động tỷ giá được coi như là vĩnh viễn (tỷ giá ổn định) dẫn đến một hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn. Thứ ba, ERPT thường có xu hướng lớn hơn trong nền kinh tế có thu nhập thấp, nhỏ hơn và hội nhập hơn, nơi có một tỷ lệ cao của hàng hoá thương mại, khối lượng nhập khẩu cao, hàng hóa thay thế trong nước bị hạn chế, và mức độ hội nhập cao với hệ thống thương mại toàn cầu. Những điều kiện này chắc chắn làm cho quốc gia đang phát triển như Việt Nam dễ nhạy cảm với biến động tỷ giá hơn do trên thực tế, Việt Nam là một quốc gia có thu nhập thấp, mức độ hội nhập cao, tuy không phụ thuộc quá nhiều vào một đối tác thương mại nào nhưng có một số hàng hóa nước ta không thể sản xuất được hay có sản xuất đi chăng nữa thì chất lượng không bằng hoặc giá cả cao hơn nên người tiêu dùng không thể mua hàng hóa trong nước, vì vậy dẫn đến ERPT hoàn toàn trong dài hạn. Cuối cùng, đồng tiền định giá hàng hóa cũng ảnh hưởng đến ERPT. Lí do lựa chọn đồng tiền định giá, được nghiên cứu ở nhiều công trình khoa học (Bachetta và Van Wincoop (2001), Devereux và Engel (2001), Giovannini (1998)) được cho là tính ổn định của nội tệ. Một nước với đồng tiền quốc gia kém ổn định có tỷ lệ nhập khẩu khá lớn được định giá bằng ngoại tệ thì việc yết giá bằng ngoại tệ cũng sẽ có lợi hơn đối với các công ty chỉ kinh doanh trên thị trường nội địa. Trong tình huống này, tỷ giá có những tác động không chỉ đối với giá hàng hóa nhập khẩu, mà còn đối với giá hàng hóa phi thương mại, và ERPT sẽ hoàn toàn (Tsesliuk, 2002). Như vậy, nước ta có mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái lớn thì một khi đồng nội tệ bị phá giá tất yếu sẽ ảnh
14
Theo hệ số đồng liên kết trong dài hạn của mô hình ECM, độ lớn truyền dẫn tương ứng là 116.1% / 109.7% khi sử dụng chỉ số PPI / CPI của Mỹ, và là 136.3% khi sử dụng chỉ số CPI của thế giới.
43
hưởng mạnh đến tỷ lệ lạm phát và ảnh hưởng đến an sinh xã hội, đồng thời gây khó khăn trong việc thực hiện chính sách tiền tệ độc lập cũng như việc thực hiện chính sách lạm phát mục tiêu trong tương lai.
Tuy nhiên, hệ số của α3 và β3 âm, khác so với kỳ vọng (dự kiến là dương). Theo như lý thuyết, chúng ta sử dụng GDP để đại diện cho nhu cầu trong nước về hàng hóa nhập khẩu, khi GDP tăng thì nhu cầu nhập khẩu tăng và dẫn đến giá nhập khẩu tăng. Nhưng thực tế có một chút khác biệt. Ta xuất phát từ công thức tính GDP, theo phương pháp chi tiêu, tổng sản phẩm quốc nội được xem như là tổng chi tiêu cho hàng hóa và dịch vụ cuối cùng hàng năm có công thức tính như sau:
Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) = Tiêu dùng của công chúng (C) + Chi tiêu của Chính Phủ (G) + Tổng đầu tư (I) + Xuất khẩu (X) – Nhập khẩu (M)
Trong đó, chi tiêu công không thay đổi nhiều khi tình hình chính trị - xã hội không có nhiều thay đổi, một phần gia tăng do chi cho quốc phòng, luật pháp, đường xá, giáo dục, y tế, ... Tiêu dùng của công chúng phụ thuộc vào thu nhập thực tế, thu nhập tăng thì chi tiêu rộng rãi hơn và ngược lại. Nhưng theo thực trạng hiện nay, tiền lương tăng mà thu nhập thực tế càng ngày càng giảm, như vậy nhu cầu gia tăng nhập khẩu xuất phát từ tiêu dùng của công chúng là không có. Tiếp theo là xuất khẩu và nhập khẩu thì có thể kiểm soát được bằng chính sách thuế, tuy Chính phủ có giảm thuế nhập khẩu nhưng nhu cầu nhập khẩu vẫn không tăng nhiều do hạn chế về vốn…Và cuối cùng, chìa khóa để tăng trưởng GDP chính là tổng đầu tư. Nó bao gồm các khoản chi tiêu của doanh nghiệp về trang thiết bị và nhà xưởng hay sự xây dựng, mua nhà mới của hộ gia đình, nhưng lưu ý hàng hóa tồn kho khi được đưa vào kho mà chưa đem đi bán thì vẫn được tính vào GDP.
Trên thực tế tính đến thời điểm tháng 10-2012, cả nước có trên 47,000 doanh nghiệp phá sản hoặc ngừng sản xuất kinh doanh, sản xuất kinh doanh dịch vụ phát triển chậm và không bền vững. Tình trạng tắc nghẽn tín dụng, dẫn đến sự sụt giảm khá mạnh về vốn đầu tư xã hội, gây nên sự suy yếu về tổng cầu của nền kinh tế. Một trong những nguyên nhân trực tiếp quan trọng dẫn đến tình trạng suy yếu tổng cầu là lượng hàng tồn kho công nghiệp, đặc biệt là hàng tồn kho trong các lĩnh vực
44
sản xuất có liên quan đến xây dựng - bất động sản,... đang tăng cao. Một số ngành có tỷ lệ tồn kho tăng cao như nhựa (56.5%), phân bón (55.1%), xi măng (53.1%), may mặc (48.3), sắt, thép, gang (38.8%), ô tô - xe máy (37%). Đặc biệt, tình trạng thị trường bất động sản “đóng băng” kéo dài đến tháng 12-2012, khiến trên 16,000 căn hộ cao cấp và hàng chục nghìn căn hộ khác tồn đọng,…
Như vậy, GDP ở Việt Nam gia tăng (ngụ ý thu nhập gia tăng) không thể hiện một sự gia tăng trong nhu cầu và chi tiêu cho hàng hóa nhập khẩu mà chủ yếu là gia tăng trong hàng tồn kho ở nhiều lĩnh vực. Các yếu tố tác động thuận lợi đến gia tăng nhập khẩu tuy có, nhưng không nhiều và không đủ mạnh để lấn át các tác động tiêu cực. Nguyên nhân chính là do vốn hấp thụ trong sản xuất kinh doanh thấp, hàng hóa ứ đọng, sản phẩm không lưu thông ra thị trường nên các doanh nghiệp không thể mở rộng sản xuất kinh doanh, không đủ vốn để nhập khẩu vật tư, nguyên liệu. Nhiều doanh nghiệp phá sản và ngừng hoạt động, trong khi các doanh nghiệp mới thành lập chưa đủ vốn và công nghệ để đầu tư chiều sâu, mở rộng sản xuất kinh doanh. Tuy nhiên, mối quan hệ nghịch biến giữa GDP và giá nhập khẩu có thể thay đổi trong tương lai, khi tình hình hàng tồn kho được cải thiện.