6. Kết cấu của đề tài
2.3.5 Đánh giá cán cân thương mại Việt Nam
2.3.5.1 Những thành tựu đạt được
Kể từ sau khi Việt Nam gia nhập WTO , kim ngạch xuất khẩu và nhập khẩu có xu hướng tăng. Điển hình năm 2012 – 2013, VN đã xuất siêu, kể từ năm 1992 với 40 tỷ USD. Điều này cho thấy hoạt động ngoại thương cũng như việc giao thương của VN và các đối tác trên thế giới có dấu hiệu tăng trưởng mạnh.
Ngoài ra, với việc gia nhập WTO của VN, nhiều hàng rào thương mại và thuế quan đã được xóa bỏ, thị trường xuất khẩu của VN được mở rộng thu hút nhiều nhà đầu tư nước ngoài. Cùng với việc thuận lợi, VN đã có nhiều hiệp định song phương và đa phương được ký kết với các tổ chức và đối tác nước ngoài mang lại cơ hội to lớn cho các doanh nghiệp trong nước, cũng như mở ra nhiều cơ hội hợp tác cho đất nước. Sự gia tăng mạnh mẽ của hoạt động xuất nhập khẩu đã góp phần không nhỏ vào sự tăng trưởng chung của nền kinh tế quốc dân.
2.3.5.2 Những hạn chế
Bên cạnh những thuận lợi trong hoạt động ngoại giao thì cũng có nhiều bất lợi và cũng gây ảnh hưởng khá nghiêm trọng trong việc tăng trưởng kinh tế.
Thứ nhất, tuy cán cân thương mại có dấu hiệu xuất siêu trong những năm gần đây nhưng kim ngạch nhập khẩu vẫn tăng đều qua các năm. Bên cạnh đó, nước
công nghiệp hay những mặt hàng đòi hỏi kỹ thuật cao; ngoài ra, các mặt hàng xuất khẩu của VN chủ yếu là do nhập khẩu các nguyên liệu nước ngoài và máy móc nước ngoài để sản xuất. Điều này cho thấy, việc nhập khẩu không tăng một mặt có tác dụng làm giảm thâm hụt CCTM nhưng mặt khác cho thấy sản xuất và xuất khẩu sẽ bị thu hẹp do đầu vào là nguyên liệu nhập khẩu giảm mạnh, từ đó báo hiệu khả năng sắp vào chu kỳ xuất khẩu giảm.
Thứ hai, CCTM thặng dư một phần là do tỷ giá biến động tăng cao. Điều này sẽ làm cho nợ nước ngoài của một số doanh nghiệp tăng cao. Đồng thời, tỷ giá tăng cao sẽ làm cho VND bị mất giá, làm cho giá cả hàng hóa trong nước tăng cao, có thể dẫn đến lạm phát tăng cao và gây mất niềm tin ở công chúng.
Thứ ba, công tác quản lý xuất nhập khẩu còn thiếu đồng bộ và nhất quán. Vấn đề buôn lậu, gian lận thương mại trở nên nghiêm trọng. Vấn đề vi phạm bản quyền đang trở thành quốc nạn gây giảm uy tín đối với các doanh nghiệp và hàng hóa Việt Nam trên thương trường.
2.4. Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại
Về mặt lý thuyết, nếu tiền đồng được định giá cao, hàng hóa nội địa sẽ mất dần tính cạnh tranh, ảnh hưởng đến xuất khẩu và CCTM; ngược lại nếu tiền đồng đuợc định giá thấp, hàng hóa trong nước có tính cạnh tranh hơn, đóng góp vào tăng trưởng xuất khẩu và cải thiện CCTM.
Hình 2.7: Chỉ số REER, NEER và Cán cân thương mại Việt Nam thời kỳ 2005-2013
Nguồn:Phụ lục 8, 10 và TCTK (http://www.gso.gov.vn/ )
Dựa vào hình 2.7, kết quả cho thấy do điều hành tỷ giá tương đối cứng nhắc nên từ quý 3 năm 2005 đến nay, chênh lệch NEER và REER gia tăng nhanh chóng, điều này cho thấy VND đang được định giá quá cao (REER luôn nhỏ hơn 100). Bên cạnh đó, tỷ giá danh nghĩa song phương VND/USD giảm trong giai đoạn quý 1/2005 đến quý 1 năm 2006, tuy nhiên tình trạng CCTM trong giai đoạn này lại diễn biến khá độc lập với diễn biến của tỷ giá đó là CCTM thâm hụt trong suốt thời gian này và khi NEER bắt đầu tăng trở lại kể từ quý 2/2006 thì tình trạng CCTM cũng chẳng được khả quan và thâm hụt mạnh hơn vào quý 2 năm 2008. Trong suốt thời kỳ 2005-2011, trong khi NEER ngày càng tăng thì CCTM lại càng thâm hụt, điển hình năm 2008 khi NEER tăng 9% so với năm 2007, CCTM lại càng thâm hụt trầm trọng hơn ở mức -18.3 tỷ USD so với -14.2 tỷ USD năm 2007.
Qua đó chúng ta có thể thấy, như đã đề cập ở phần lý thuyết, tỷ giá danh nghĩa song phương không thể hiện được tương quan sức mua thực tế của các đồng tiền, do vậy không cho thấy được nhiều thực chất sự tác động trong diễn biến của chúng tới các yếu tố kinh tế vĩ mô khác. Vì vậy, để thấy rõ được thực chất của mối quan hệ này chúng ta sẽ xem xét diễn biến mối quan hệ giữa tỷ giá thực đa phương
REER được tính thông qua rổ tiền tệ gồm 8 đồng tiền các nước có quan hệ thương mại với Việt Nam. Nhìn vào hình 2.6, ta có thể thấy REER có xu hướng giảm dần bắt đầu từ quý 2/2005 và trong quý này CCTM thâm hụt nhiều hơn so với quý 1/2005 là 720 triệu USD. Bên cạnh đó, năm 2007 là năm VN gia nhập WTO và bắt đầu từ quý 2 năm 2008 lạm phát tăng cao (cao nhất trong thời kỳ 2005-2013), chỉ số REER cũng giảm thấp nhất trong giai đoạn 2005-2013 xuống mức 89.03. Từ quý 3/2008 REER có xu hướng giảm khá mạnh (REER quý 3/2008 = 82.75 <100), tiền đồng đang bị định giá cao. Đó là một phần do những lần phá giá danh nghĩa của NHNN và một phần do đồng USD đã giảm mạnh so với các đồng tiền khác. Tỷ giá thực giảm làm cho sức mua đối ngoại của VND tăng, VND lên giá thực làm giảm sức cạnh tranh thương mại quốc tế của VN do giá hàng xuất khẩu trở nên đắt hơn và giá hàng nhập khẩu trở nên rẻ hơn một cách tương đối, làm giảm giá trị kim ngạch xuất khẩu của VN, thể hiện ở CCTM trong giai đoạn 2008 -2011 thâm hụt nhiều nhất, trong đó năm 2008 là năm CCTM thâm hụt lớn nhất (-18.03 tỷ USD).
Từ năm 2009 đến năm 2011, REER giảm dưới 100, nhưng thâm hụt CCTM giảm dần từ -12.85 tỷ USD (năm 2009) xuống -9.84 (năm 2011). Đến năm 2012 và 2013, mặc dù REER tiếp tục giảm dần (từ 88.86 năm 2009 xuống 81.52 năm 20013) nhưng đây là lần thứ hai Việt Nam sau năm 1992, CCTM thặng dư năm 2012 đạt 748.8 triệu USD và năm 2013 đạt 0.3 triệu USD. Như vậy, trong giai đoạn gần đây và trong tương lai, REER và CCTM có mối quan hệ chặt chẽ như thế nào? Liệu REER có phản ánh đúng với diễn biến của CCTM, chúng ta sẽ bàn luận tiếp vấn đề này trong chương 4 của đề tài.
Bên cạnh đó, nhìn vào biểu đồ ta có thể thấy NEER và REER trở nên ngày càng xa hơn kể từ quý 3/2005 và chênh lệch này ngày càng gia tăng. Trong khi NEER năm 2013 mất giá 57% so với năm 2005 thì REER lại lên giá 17%. Đây chính là hệ quả của việc VN bị lạm phát cao so với các đối tác thương mại chính và hậu quả là hàng xuất khẩu VN đang dần mất đi tính cạnh tranh trên thị trường thế giới, trung bình mất 20% khả năng cạnh tranh so với hàng nước ngoài, tính cạnh trạnh không tăng hoặc giảm dần trong những năm gần đây. Ngoài ra, nhiều bảo hộ
mậu dịch đã được dỡ bỏ theo cam kết WTO và AFTA cũng giúp hàng ngoại dễ dàng thâm nhập vào thị trường VN hơn.
Ngoài ra, VN là một nước đang phát triển, nhiều mặt hàng trong nước chưa thể sản xuất được hay nếu có sản xuất được thì thường có chất lượng thấp, giá thành cao, tỷ lệ hàng hóa đủ tiêu chuẩn xuất khẩu thấp, tỷ lệ nguyên vật liệu đầu vào có nguồn gốc nhập khẩu cao… làm cho khối lượng hàng xuất khẩu tăng không đáng kể, khối lượng hàng nhập khẩu giảm chậm hơn. Tất cả những điều này hàm ý rằng tại VN, CCTM bị xấu đi trong thời gian ngắn hạn khi phá giá tiền tệ (hiệu ứng giá cả trong lý thuyết đường cong J) sẽ có thể kéo dài hơn và mức độ thâm hụt CCTM cũng cao hơn so với các nước phát triển. Theo lý thuyết, CCTM của VN được cải thiện khi khả năng cạnh tranh hàng hóa của VN được nâng cao. Trong khi đó, CCTM không chỉ được quyết định bởi tỷ giá hối đoái mà còn bởi các yếu tố kinh tế vĩ mô khác.
Kết luận chương 2
Qua xem xét diễn biến mối quan hệ giữa tỷ giá và CCTM của Việt Nam thời gian qua cho thấy, ảnh hưởng của tỷ giá danh nghĩa chưa rõ nét, trong khi đó, sự thay đổi trong tỷ giá thực ban đầu đã có tác động tới tình trạng CCTM, và sự tác động này về cơ bản cho thấy phù hợp với lý thuyết về hiệu ứng tuyến J nhưng mức tác động ở đây là nhỏ. Vấn đề REER giảm dưới 100, nhưng cán cân thương mại có dấu hiệu giảm thâm hụt. Liệu REER có phản ánh đúng diễn biến của CCTM hay không, chúng ta sẽ phân tích tác động này dựa trên phương pháp mô hình VAR.
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Trong chương 3 luận văn sẽ trình bày mô hình nghiên cứu và phương pháp ước lượng mô hình theo mô hình tự hồi quy vector (VAR – Vector Autoregression). Kế tiếp là phần mô tả và đo lường các biến, sau cùng là phần mẫu nghiên cứu và dữ liệu nghiên cứu.
3.1 Mô hình nghiên cứu đề xuất:
Mối quan hệ giữa tỷ giá và CCTM được nhiều nhà nghiên cứu trong và ngoài nước quan tâm (đã được thể hiện ở chương 1 – các nghiên cứu trước về tỷ giá và CCTM). Bên cạnh yếu tố tỷ giá tác động đến CCTM, còn có các yếu tố khác như GDP quốc nội, GDP của các quốc gia đối tác, lạm phát, các chính sách ngoại thương,…. Và để xem ngoài yếu tố tỷ giá tác động đến CCTM còn có các yếu tố nào khác tác động đến cán cân thương mại không, tác giả sẽ xét đến hai yếu tố tác động chủ yếu đến CCTM đó là GDP Việt Nam, GDP đối tác. Vấn đề ở đây là sự thay đổi tương đối (%) của các yếu tố tác động lên CCTM đã tạo ra thay đổi tuyệt đối trong CCTM như thế nào.
Xét mô hình lin-log: Yi = 0 + i lnXi + Ui (3.1)
Trong đó:
Y: biến phụ thuộc
Xi: biến độc lập (biến giải thích thứ i)
i= dY/ (dX/X): thay đổi của Y/ thay đổi tương đối của X
Qua kết luận của chương 1, ta có thể thấy được các yếu tố chủ yếu tác động đến cán cân thương mại được biểu diễn bằng một hàm tổng quát như sau:
TB = f (REER, GDPVN, GDPW) (3.2)
Trong đó:
TB: Là cán cân thương mại của Việt Nam
GDPVN : Là GDP của Việt Nam GDPW : Là GDP của các đối tác
Từ biểu thức (3.1) và (3.2), suy ra mô hình nghiên cứu định lượng của luận văn có thể được viết như sau:
TB = 1 +2 ln(REERi) + 3 ln(GDPi W ) + 4 ln(GDPi VN ) + ui (3.3) Trong đó:
TB là CCTM của Việt Nam (hiệu số của xuất khẩu trừ nhập khẩu) REER là tỷ giá hối đoái hiệu lực thực đa phương của Việt Nam GDPWi là GDP của các đối tác tại kỳ thứ i
GDPVNi là GDP của Việt Nam tại kỳ thứ i i: kỳ tính toán
1, 2 , 3 ,4 là các hệ số hồi quy ln là logarit tự nhiên
ui là sai số ngẫu nhiên của mô hình
Tất cả những dữ liệu trong luận văn đều được thu thập dữ liệu theo quý (quarterly). Và qua quá trình nghiên cứu đường cong J cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá và cán cân thương mại có một độ trễ, nên luận văn sẽ đưa độ trễ vào mô hình.
Để đánh giá sự tác động của tỷ giá hối đoái, GDP Việt Nam và GDP của các đối tác đến CCTM, tác giả sẽ sử dụng mô hình VAR để ước lượng. Mô hình tự hồi quy vector (VAR) là mô hình mô tả một biến nội sinh thông qua biến trễ của nó và các biến nội sinh khác. Mô hình VAR có hai ứng dụng quan trọng đó là hàm phản ứng đẩy IRF (Impulse Response Function) và phân rã phương sai (Variance Decomposition).
sốc thành phần của các biến khác, từ đó cho thấy vai trò của các biến khác nhau đối với yếu tố cần quan sát.
Luận văn sử dụng dữ liệu thời gian trong quá khứ và phần mềm thống kê Eviews 6.0 hỗ trợ để phân tích và ước lượng mô hình.
3.2 Lý thuyết mô hình tự hồi quy vector (VAR – Vector Autoregression)
3.2.1 Khái niệm mô hình VAR:
Mô hình VAR được Sims nêu ra lần đầu vào năm 1980 trong cuốn ”Macroeconomics and Reality, Econometrics”. Theo Sims, nếu có sự đồng thời giữa một tập các biến thì tất cả phải được xét trên cùng một cơ sở; giữa biến ngoại sinh và nội sinh, không được có sự phân biệt đâu là biến nội sinh và đâu là biến ngoại sinh. Dựa trên tinh thần này Sims đã xây dựng mô hình VAR của mình. Mô hình VAR là mô hình vector các biến số tự hồi quy. Mỗi biến số phụ thuộc tuyến tính vào các giá trị trễ của biến số này và giá trị trễ của các biến số khác.
Mô hình VAR dạng tổng quát (Svetlozar, Mittnik, Fabozzi, Focardi, Teo Jasic, 2007):
Yt = A1Yt-1 + A2Yt-2 +...+ ApYt-p + st + ut (3.4)
Trong đó:
Ai là ma trận vuông cấp m*n, i = 1,2,...,p; st = (s1t, s2t,..., smt)
Y bao gồm m biến ngẫu nhiên dừng; u vector các nhiễu trắng, st vector các yếu tố xác định, có thể bao gồm hằng số, xu thế tuyến tính hoặc đa thức.
Các bước ước lượng mô hình VAR:
Bước 1: Kiểm định tính dừng của các biến, thực hiện biến đổi đến khi được chuỗi dừng
Bước 2: Tìm bước trễ thích hợp (tiêu chuẩn LR, tiêu chuẩn AIC, SBC) Bước 3: Chạy mô hình VAR
Bước 4: Kiểm định độ ổn định của mô hình (AR Root)
Bước 5: Phân tích và sử dụng kết quả (hàm phản ứng đẩy và phân rã phương sai)
3.2.2 Ước lượng mô hình VAR 3.2.2.1 Kiểm định tính dừng 3.2.2.1 Kiểm định tính dừng
Khi các nghiên cứu sử dụng dưới dạng chuỗi dữ liệu thời gian, việc đầu tiên cần nên làm là kiểm tra xem những biến mà nghiên cứu sử dụng trong mô hình là dừng (stationay) hay không dừng (non-stationary). Một chuỗi dữ liệu thời gian được xem là dừng nếu như kỳ vọng, phương sai và hiệp phương sai không đổi theo thời gian (Engle và Granger, 1987), nghĩa là:
Kỳ vọng: E(Yt) = = const, t (3.5)
Phương sai: Var(Yt) = E(Yt - ) = 2
= const, t (3.6)
Hiệp phương sai: Cov(Yt, Yt-k) = E[((Yt - )(Yt-k - ))] = k , t (3.7)
Nếu vi phạm một trong các điều kiện nói trên thì chuỗi dữ liệu được xem là không dừng.
Tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian là một khái niệm vô cùng quan trọng, vì thực tế hầu hết tất cả những mô hình thống kê đều được thực hiện dưới giả định là chuỗi dữ liệu thời gian phải dừng. Do vậy một khi ước lượng các tham số hoặc kiểm định giả thiết của các mô hình, nếu không kiểm định thuộc tính dừng của dữ liệu thì các kỹ thuật phân tích thông thường (kỹ thuật phân tích bình phương nhỏ nhất) sẽ không chính xác và hợp lý và điều này có thể dẫn đến hồi quy giả mạo (the spurious regression) và kết luận sai khi sử dụng các kiểm định thống kê. Vì vậy tính dừng cho chuỗi dữ liệu thời gian của mô hình nên được kiểm tra trước tiên.
Để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu thời gian, luận văn sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị của Dickey-Fuller. Dickey-Fuller (1979) đã nghiên cứu quá trình AR(1)
Yt = Yt-1 + ut (3.8)
Trong đó Y0 là giá trị xác định hữu hạn, ut IID
Nếu như = 1, khi đó Yt sẽ là một bước ngẫu nhiên. Yt là một chuỗi không dừng. Do đó để kiểm định tính dừng của Yt ta sẽ kiểm định giả thiết
H0: =1 (chuỗi là không dừng) H1: <1 (chuỗi dừng)
Ta ước lượng mô hình (3.8), có phân bố DF
Nếu như thì bác bỏ H0. Trong trường hợp này là chuỗi dừng.
Bởi vì có hiện tượng tương quan chuỗi thời gian giữa các ut do thiếu biến, nên thường sử dụng kiểm định DF mở rộng là ADF (Augumented Dickey – Fuller).
Khi đó:
- Nếu || tính toán > || = giá trị ADF (ADF test statistic) suy ra chấp nhận giả thiết H0 hay có nghĩa là tồn tại nghiệm đơn vị (chuỗi dữ liệu không dừng).
- Nếu || tính toán < || = giá trị ADF (ADF test statistic) suy ra bác bỏ giả thiết H0 hay có nghĩa là không tồn tại nghiệm đơn vị (chuỗi dữ