Chương I : cơ sở lý luận và mơ hình nghiên cứu
1991 – 2010 và tình hình xuất nhập khẩu, thâm hụt cán cân thương mại ở Việt
3.3 Kết quả kiểm định bằng phương pháp OLS và phương pháp SURE
Các bước thủ tục kiểm định cần thiết khác như kiểm định phương sai thay đổi (kiểm định White), tương quan chuỗi (hệ số DW), hồi quy giả mạo ( so sánh hệ
số R2 và hệ số DW, biểu đồ AC của phần dư),… được trình bày trong các phụ lục.
Để kiểm định giả thiết về giả định phương sai thay đổi. bài nghiên cứu sử
dụng phương pháp kiểm định White cho từng phương trình hồi quy. Kết quả kiểm
định cho thấy hệ số P-value(Obs*R_Squared) đều lớn hơn mức ý nghĩa 5% nên có
thể bác bỏ giả định tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi ở mức ý nghĩa 5%.
Để kiểm tra dấu hiệu của hiện tượng tương quan chuỗi ( tự tương quan), bài
nghiên cứu dựa vào chỉ số DW của các phương trình hồi quy. Chỉ số DW của các
phương trình hồi quy đều ở trong khoảng từ 1 đến 3, khoảng cho phép bác bỏ giả định về tương quan chuỗi. Mặt khác, các chỉ số này cũng cho thấy sự phù hợp của
mơ hình nghiên cứu, loại bỏ nghi ngờ về sai dạng mơ hình.
Do các chuỗi dữ liệu đều không dừng nên bài nhiên cứu nghi ngờ kết quả hồi quy có thể là giả mạo. Tuy nhiên, khi thực hiện kiểm định phần dư bằng biểu đồ AC thì kết quả cho thấy các phần dư đều là chuỗi dừng, cho thấy tồn tại đồng liên kết giữa các biến nên có thể bác bỏ hiện tượng hồi quy giả mạo. Hơn nữa, Các chỉ số R2
đều nhỏ hơn các chỉ số DW phản ánh khơng có dấu hiệu của hiện tượng hồi quy giả
mạo.
Như vậy, kết quả cho thấy các phương trình đáp ứng khá tốt các giả thiết về phương sai thay đổi, tương quan chuỗi, chưa thấy dấu hiệu về hồi quy giả mạo trong
mô hình kiểm định.[phụ lục 05]
Riêng phương trình (2b), tuy có thể bác bỏ giả thiết phương sai thay đổi ở mức ý nghĩa 5% nhưng do chỉ số P- value (Obs*R-squared) thấp nên để củng cố
thêm cho kết quả kiểm định, bài nghiên cứu thực hiện phương pháp hồi quy phương
được xây dựng bởi Whitney K. Newey and Kenneth D. West (1987) nhằm khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi của phần dư, thường được sử dụng khi chạy các biến chuỗi thời gian. Kiểm định theo hai cách cho thấy kết quả là khá tương đồng.[phụ lục 06]
Do các hệ số tương quan giữa các biến LnYw, LnY, LnE khá chặt, hệ số R2 của kết quả hồi quy phương trình (2a), (2b), (2c) khá lớn nên có thể tồn tại trường hợp đa cộng tuyến tại các phương trình trong mơ hình nghiên cứu. Tuy nhiên, kết quả kiểm định cho thấy các giá trị thống kê t của các hệ số hồi quy tại phương trình (2a), (2b) đều có trị tuyệt đối lớn hơn 2 và hệ số R2 các hồi quy phụ của hai phương trình này đều nhỏ hơn phương trình chính. Theo bài giảng của PGS.TS Nguyễn Trọng Hồi tại chương trình Fullbright, đây là những điều kiện để ta có thể “bỏ qua” hiện tượng đa cộng tuyến [7].
Riêng phương trình (2c), do khơng thể bỏ qua hiện tượng đa cộng tuyến nên các kết quả hồi quy khơng cịn ý nghĩa thống kê nữa. Đây cũng là hạn chế của đề tài khi chưa tìm được bằng chứng thống kê về mối quan hệ giữa giá trị nhập khẩu với các biến số khác như dòng vốn FDI, thu nhập cũng như tỷ giá thực đa phương bằng những phương pháp kiểm định này.
Kết quả kiểm định bằng phân tích hồi quy OLS từng phương trình (2a), (2b) được tóm tắt ở bảng bên dưới (Bảng 3.1). [phụ lục 06]
Bảng 3.1: Bảng tóm tắt kết quả kiểm định bằng phương pháp hồi quy OLS
từng phương trình trong mơ hình nghiên cứu.
Yw Y E F
M/X -1.89* 0.98* -1.98* 0.23*
X 1.11* 0.88** -0.19*
Chú thích: (*) có ý nghĩa tại mức 5% (**) có ý nghĩa tại mức 10%
Kết quả hồi quy hệ phương trình bằng phương pháp SURE cũng cho kết quả gần như tương đồng với phương pháp hồi quy OLS. [phụ lục 07]
Như vậy, đúng như kết quả mong đợi của mơ hình, các biến α1, α2, β1 đều có dấu tương đồng như kết quả mong đợi và có ý nghĩa. Hệ số α1 âm, β1 dương và có ý nghĩa cho thấy rằng thu nhập tồn cầu có mối quan hệ nghịch biến với tỷ số giữa nhập khẩu so với xuất khẩu (đồng biến với cán cân thương mại), và có mối quan hệ
đồng biến với xuất khẩu của Việt Nam giai đoạn 1992-2010. Tương tự, hệ số α2 dương và có ý nghĩa cho thấy tồn tại mối quan hệ đồng biến có ý nghĩa giữa thu nhập trong nước và tỷ số giữa nhập khẩu so với xuất khẩu ( nghịch biến với cán cân
thương mại) giai đoạn 1992-2010. Điều này một lần nữa cho thấy rằng thu nhập
toàn cầu tăng lên có tác động thúc đẩy xuất khẩu Việt Nam tăng do nhu cầu hàng hoá Việt Nam của thế giới tăng lên. Mặt khác, khi thu nhập của Việt Nam tăng lên lại khuyến khích nhập khẩu do nhu cầu tiêu dùng hàng ngoại nhập của người Việt
Nam tăng.
Kết quả cũng chỉ ra mối quan hệ nghịch biến có ý nghĩa giữa tỷ giá thực đa
phương và tỷ số giữa nhập khẩu so với xuất khẩu (đồng biến với cán cân thương mại), và có mối quan hệ đồng biến có ý nghĩa với xuất khẩu của Việt Nam giai đoạn 1992-2010(hệ số α3 âm, β3 dương). Kết quả này cũng phù hợp với kết quả nghiên
cứu của Phan Thanh Hoàn & Nguyễn Đăng Hào (2007) [4], nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại của Việt Nam giai đoạn 1995-2004 và kết quả nghiên cứu của Hạ Thị Thiều Dao (2009) [3], nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thanh toán của Việt Nam giai đoạn 1999-2009. Kết quả nghiên cứu trên cũng như những nghiên cứu trước đây về vấn đề này một lần nữa khẳng định tác động tích cực của việc tăng tỷ giá thực (đồng Việt Nam giảm giá)
đối với hoạt động xuất khẩu của Việt Nam. Việc chủ động phá giá nội tệ trong
những năm qua đã có hiệu quả nhất định trong việc tăng cường xuất khẩu. Vấn đề
đặt ra ở đây là liệu Việt Nam có nên phá giá đồng tiền trong thời gian tới để thúc đẩy xuất khẩu, từ đó cải thiện cán cân thương mại hay không ? Đây là một vấn đề
phức tạp bởi để thúc đẩy xuất khẩu đòi hỏi một hệ thống biện pháp khác nhau,
không đơn thuần là chính sách tỷ giá. Mặt khác, tỷ giá là một biến số vĩ mơ rất nhạy
ngân sách chính phủ, nợ nước ngồi... Do đó, việc xem xét chính sách tỷ giá phải đ-
ược đặt trong một tổng thể chính sách của Chính phủ.
Kết quả kiểm định cũng cho thấy tồn tại một mối quan hệ nghịch biến có ý nghĩa giữa dịng vốn FDI vào cán cân thương mại của Việt Nam giai đoạn 1992 –
2010. Tuy nhiên, một điều thú vị là kết quả nghiên cứu cũng tìm thấy một mối quan
hệ nghịch biến có ý nghĩa giữa dịng vốn FDI vào xuất khẩu của Việt Nam giai đoạn
1992-2010 mặc dù hệ số là khá nhỏ. Thêm vào đó, hệ số tương quan giữa biến LnX
và LnF cũng là hệ số âm(-0.129), cùng chiều với dấu của kết quả kiểm định, càng củng cố thêm cho kết quả kiểm định này.
Điều này tưởng chừng là bất hợp lý so với mong đợi ban đầu nhưng khi phân
tích sâu hơn vào cơ cấu dòng vốn FDI trong những năm qua, hiện tượng này có thể được giải thích bằng những nguyên nhân sau.
Dòng vốn FDI vào Việt Nam gia tăng nhưng có xu hướng bão hồ trong
những năm gần đây và có sự thay đổi khá rõ về lĩnh vực đầu tư khi giảm đầu tư vào
các khu vực sản xuất và gia tăng đầu tư vào các lĩnh vực phi sản xuất, đặc biệt là lĩnh vực bất động sản, đã ảnh hưởng tốc độ tăng trưởng xuất khẩu của khu vực FDI, và điều này ảnh hưởng không tốt đến tốc độ tăng trưởng xuất khẩu của Việt Nam.
Vào đầu những năm 1990, khi vừa thực hiện chính sách mở cửa và hội nhập,
Việt Nam chú trọng thu hút dòng vốn FDI vào lĩnh vực công nghiệp-xây dựng. Cùng với những chính sách hạn chế nhà đầu tư nứơc ngồi sở hữu bất động sản, vốn
tăng thêm chủ yếu tập trung vào các dự án thuộc lĩnh vực sản xuất công nghiệp và
xây dựng, đạt khoảng 40,6% trong giai đoạn 1991-1995. Số liệu của tổng cục thống
kê cho thấy nếu đầu những năm 2000 tỷ lệ vốn đầu tư vào khu vực này vẫn duy trì ở
mức trung bình gần 50% tổng vốn giải ngân thì những năm 2007-2009 đã giảm còn khoảng 40% .
Trong khi Việt Nam đặt mục tiêu phải thu hút được những doanh nghiệp
công nghệ cao, quản lý hiện đại hoặc tạo ra nhiều việc làm thì luồng vốn FDI lại đổ dồn vào bất động sản trong những năm qua. Theo số liệu từ Cục Đầu tư nước ngồi
USD vốn FDI, trong đó lĩnh vực bất động sản khoảng 42,828 tỷ USD. Theo Tổng cục Thống kê, quý I năm 2008, Việt Nam thu hút khoảng 5,1 tỉ USD vốn FDI thì có tới 4,5 tỉ USD đổ vào thị trường bất động sản (chiếm 88%) trong đó có hàng loạt dự án cực lớn. Năm 2007, đầu tư bất động sản chiếm khoảng 25% tổng vốn đăng ký,
con số này của năm 2008 là 36,8% .Năm 2010, dòng vốn FDI vào bất động sản vẫn tiếp tục giữ vị trí cao với tổng số hơn 48 tỷ USD, chiếm 25% tổng vốn đăng ký – chỉ xếp sau lĩnh vực công nghiệp chế biến.
Biểu đồ 3.1: Cơ cấu dòng vốn FDI vào lĩnh vực bất động sản phân theo từng lĩnh vực từ 1988 – 2008.
Nguồn: Cục Đầu tư nước ngoài - Bộ Kế hoạch và Đầu tư
Trong cơ cấu của dòng vốn FDI vào bất động sản cũng có nhiều bất cập.
Biểu đồ trên đây là tỷ trọng dòng vốn FDI đổ vào bất động sản phân theo từng lĩnh vực từ năm 1998-2009. Dòng vốn FDI vào bất động sản chủ yếu tập trung vào xây dựng khu đô thị mới(19%); khách sạn, du lịch (35%) và xây dựng văn phịng căn hộ (42%) là những ngành ít có đóng góp vào giá trị xuất khẩu hàng hố. Riêng các dự án sân golf, theo số liệu được báo cáo tại kỳ họp Quốc hội mới đây, cả nước có
“166 sân golf, trong đó có 145 dự án được cấp đất với tổng diện tích 52.000 héc ta, trong đó đất nơng nghiệp là 10.500 héc ta, riêng đất trồng lúa là 2.900 héc ta”, tác
động tiêu cực đến nông nghiệp, nông thôn và cả xuất khẩu do một trong những mặt
hàng xuất khẩu chủ yếu của Việt nam hiện nay là sản phẩm nông nghiệp. Trong khi
đó, dịng vốn FDI vào để đầu tư xây dựng khu công nghiệp, chế xuất lại chiếm tỷ
Thêm vào đó, những năm qua phát sinh một số hiện tượng “núp bóng’’ đầu tư FDI nhưng thực chất là đầu cơ không chỉ gây tổn hại đến giá trị xuất khẩu mà còn ảnh hưởng tiêu cực đến nền kinh tế Việt Nam, đặc biệt là thị trường bất động sản.
Trả lời chất vấn của người dân trên Cổng thông tin Điện tử Chính phủ, Bộ trưởng Bộ Kế hoạch Đầu tư Bùi Quang Vinh phát biểu: "Trong giai đoạn 2008 -
2010, đầu tư FDI vào bất động sản có tỷ trọng trên 34%. Và đây đúng là đáng báo động" [10].
Tại buổi tọa đàm Bối cảnh quốc tế sau khủng hoảng tài chính thế giới và ảnh
hưởng đến Việt Nam do Viện Nghiên cứu quản lý kinh tế trung ương tổ chức chiều
ngày 30/02/2010, GS.TS Hansjorg Herr - Trường đại học Kinh tế - Luật Berlin cảnh
báo rằng :“Không phải mọi luồng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) đều là tích
cực. Nên coi luồng vốn FDI vào lĩnh vực bất động sản là đáng nghi ngại. Điều này có thể góp phần tạo nên bong bóng thị trường bất động sản và làm nền kinh tế mất
ổn định”.[6]
Nhận định này cũng tương đồng với những phân tích của Nguyễn Thị Hiền
(2011) trong bài nghiên cứu Phân tích thâm hụt cán cân thương mại của Việt Nam
giai đoạn hiện nay:“kể từ khi Việt Nam gia nhập WTO, dòng vốn đầu tư trực tiếp
FDI chảy vào Việt Nam, đặc biệt là các dự án đầu tư bất động sản khi liên quan đến nhập khẩu mà không tạo ra giá trị gia tăng xuất khẩu trực tiếp, cũng đã góp phần làm cho tình trạng thâm hụt cán cân vãng lai, cán cân thương mại trở nên nghiêm trọng trong thời gian qua”[5].
Ngồi ra, theo báo cáo của nhóm nghiên cứu năng lực cạnh tranh cấp tỉnh tại Việt Nam (do VCCI và USAID/VNCI chủ trì) thì hiện nay nhiều doanh nghiệp FDI
hoạt động ở Việt Nam thuộc ngành sản xuất có giá trị gia tăng thấp. Tính trung bình trên cả nước, chỉ khoảng 5% nhà đầu tư tham gia vào sản xuất công nghệ hiện đại
như ngành công nghệ thông tin và truyền thông, khoảng 5% khác tham gia các dịch
hiện đại, lao động trình độ cao. Thêm nữa, như đã phân tích ở chương trước, một phần không nhỏ doanh nghiệp xuất khẩu của Việt Nam, trong đó có các doanh nghiệp có vốn FDI, chỉ gia công xuất khẩu nên tạo ra giá trị gia tăng rất thấp.
Những nguyên nhân trên đã góp phần làm cho tình trạng thâm hụt cán cân
thương mại trở nên nghiêm trọng hơn. kết quả nghiên cứu cùng những phân tích cơ
cấu của dịng FDI vào Việt Nam giai đoạn 1992 – 2010 cho thấy sự cần thiết của việc thay đổi trong chính sách cũng như cách điều hành quản lý của nước chủ nhà Việt Nam để có thể thu hút nguồn FDI đẳng cấp: một thế hệ FDI mới có cơng nghệ cao, sản xuất giá trị giá tăng cao, quy trình quản lý hiện đại và bảo vệ mơi trường
Tóm tắt chương III
Nói tóm lại, đúng như kết quả mong đợi của mơ hình , kết quả kiểm định bằng phương pháp hồi quy OLS và SURE đều cho thấy thu nhập tồn cầu có mối
quan hệ nghịch biến với tỷ số nhập khẩu trên xuất khẩu (đồng biến với cán cân
thương mại), và có mối quan hệ đồng biến với xuất khẩu của Việt Nam giai đoạn
1992-2010.
Tương tự, mối quan hệ đồng biến có ý nghĩa giữa thu nhập trong nước và tỷ
số giữa nhập khẩu so với xuất khẩu ( nghịch biến với cán cân thương mại) giai
đoạn 1992-2010 cũng được tìm thấy từ kết quả kiểm định.
Kết quả cũng chỉ ra mối quan hệ nghịch biến có ý nghĩa giữa tỷ giá thực đa
phương và tỷ số giữa nhập khẩu so với xuất khẩu (đồng biến với cán cân thương
mại), và có mối quan hệ đồng biến có ý nghĩa với xuất khẩu của Việt Nam giai đoạn 1992-2010.
Kết quả kiểm định cũng cho thấy tồn tại một mối quan hệ nghịch biến có ý nghĩa giữa dòng vốn FDI vào cán cân thương mại của Việt Nam giai đoạn 1992 –
2010. Tuy nhiên, một điều thú vị là kết quả nghiên cứu lại cho thấy mối quan hệ nghịch biến có ý nghĩa giữa dòng vốn FDI vào xuất khẩu của Việt Nam giai đoạn 1992-2010 mặc dù hệ số là khá nhỏ. Thêm vào đó, hệ số tương quan giữa biến LnX
và LnF cũng là hệ số âm, cùng chiều với dấu kiểm định càng củng cố thêm cho kết quả kiểm định này. Kết quả này có thể được lý giải bằng các nguyên nhân:
- Dòng vốn FDI vào Việt Nam trong những năm qua có xu hướng bão hồ và có sự thay đổi khá rõ về lĩnh vực đầu tư khi giảm đầu tư vào các khu vực sản xuất và gia tăng đầu tư vào các lĩnh vực phi sản xuất, đã ảnh hưởng tốc độ tăng trưởng xuất khẩu của khu vực FDI, và điều này ảnh hưởng không tốt đến tốc độ tăng trưởng xuất khẩu của Việt Nam;
- Dòng vốn FDI vào bất động sản tăng nhanh và cơ cấu của dòng vốn FDI vào bất động sản lại tập trung vào những ngành ít có đóng góp vào giá trị xuất khẩu