CHƯƠNG 3 : PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1 Nguồn dữ liệu và cách xác định biến số
Bảng 3.1 Kỳ vọng dấu và nguồn của dữ liệu nghiên cứu.
Biến Cách đo lường Nguồn Kỳ vọng
EXt Logarit tự nhiên tỷ giá hối đoái thực đa phương
Datastream +
Yt Logarit tự nhiên tổng sản phẩm quốc nội thực Việt Nam
Tổng cục Thống kê (GSO)
+/– YFt Logarit tự nhiên tổng sản phẩm quốc nội
thực của 34 đối tác thương mại của Việt Nam,sử dụng tỷ trọng thương mại trong giai đoạn năm 2012–2014
Mohaddes và Raissi (2018); Sở Điều tra và Thống kê Hồng Kông
+/–
OILt Logarit tự nhiên giá dầu thô Brent thế giới FRED –
Mt Logarit tự nhiên cung tiền M2 IFS +/–
CPIt Logarit tự nhiên của chỉ số giá tiêu dùng Tổng cục Thống kê (GSO)
– TBt Logarit tự nhiên của tỷ số tổng giá trị xuất
khẩu chia cho nhập khẩu
DOTS
Nguồn : Tổng hợp của tác giả
Tất cả dữ liệu trong nghiên cứu này bao gồm:
(1) Cán cân thương mại (TB): là tỷ số giữa xuất khẩu và nhập khẩu (X/M), được thu thập từ dữ liệu thống kê về thương mại của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF, 2018). Thông thường, cán cân thương mại được tính bằng chênh lệch giá trị của tổng kim ngạch xuất khẩu và giá trị của tổng kim ngạch nhập khẩu. Tuy nhiên, trong khuôn khổ của nghiên cứu này, cán cân thương mại được đo lường bằng tỷ lệ của giá trị xuất khẩu (X) chia cho giá trị nhập khẩu (M). Tỷ lệ X trên M (X/M) hoặc
ngược lại M/X được sử dụng rộng rãi trong nhiều nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại, chẳng hạn như Bahmani-Oskooee và Brooks (1999), Lal và Lowinger (2001), Onafowora (2003), Duasa (2007) và Waliullah và cộng sự (2010). Tỷ lệ này thích hợp hơn vì nó khơng nhạy cảm với các đơn vị đo lường và có thể được hiểu như là cán cân thương mại danh nghĩa hoặc cán cân thương mại thực (Bahmani-Oskooee, 1991).
(2) tỷ giá hối đoái (EX): đối với tỷ giá hối đoái, chỉ số được sử dụng là tỷ giá hối đoái thực đa phương (REER), trong đó sự tăng giá tỷ giá hối đoái thực đồng nghĩa với sự mất giá của đồng nội tệ, sự sụt giảm tỷ giá hối đối thực có nghĩa là đồng nội tệ tăng giá. Dữ liệu tỷ giá hối đoái thực đa phương được thu thập từ nguồn Datastream. Hệ số ước lượng của biến tỷ giá hối đối EX được kỳ vọng mang dấu dương, vì phá giá nội tệ thực sẽ làm gia tăng xuất khẩu, giảm nhập khẩu, cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn, thỏa mãn điều kiện ML. Cũng cần lưu ý rằng, dựa theo giả thiết đường cong J, hệ số tác động sẽ mang dấu âm trong ngắn hạn.
(3) thu nhập nội địa (Y): tác giả sử dụng dữ liệu tổng sản phẩm quốc nội (GDP) của Việt Nam, được thu thập từ nguồn Tổng cục thống kê (GSO). Ước tính các hệ số thu nhập trong nước được kỳ vọng mang dấu dương vì thu nhập trong nước tăng dẫn đến sự gia tăng hàng hóa nhập khẩu từ các đối tác thương mại. Tuy nhiên, nếu tăng thu nhập của Việt Nam dẫn đến sự gia tăng sản xuất hàng hóa thay thế nhập khẩu, Việt Nam có thể nhập khẩu ít hơn khi thu nhập tăng, mang lại ước tính âm cho hệ số trên. Do đó, hệ số biến thu nhập trong nước Y có thể âm hoặc dương, phụ thuộc vào yếu tố bên cầu chiếm ưu thế bên cung hay ngược lại.
(4) thu nhập nước ngoài (YF): tác giả xây dựng biến thu nhập nước ngồi (YF) thơng qua dữ liệu GDP của 341 đối tác thương mại của Việt Nam,sử dụng tỷ trọng thương mại trong những năm 2012–2014. Dữ liệu GDP của Hồng Kông được thu
1 Trung Quốc, Nhật Bản, Hàn Quốc, Mỹ, Argentina, Brazil, Chile, Mexico, Peru, Indonesia, Malaysia, Philippines, Singapore, Thái Lan, Úc, Canada, Hồng Kông, Ấn Độ, New Zealand, Nam Phi, Ảrập Saudi, Thổ
thập từ Sở Điều tra và Thống kê Hồng Kông (Census and Statistics Department). Với 33 quốc gia còn lại, tác giả sử dụng dữ liệu của Mohaddes và Raissi (2018).
Biến YF được xây dựng dựa trên trung bình có trọng số của các biến GDP nội địa kết hợp tỷ trọng, wij, được tính tốn từ tỷ trọng thương mại song phương:
YFit = ∑ wijGDPjt
N j=0
,
với j = 0, 1, 2,…, N;wij= 0 và ∑Nj=0wij = 1. Tỷ trọng thương mại được tính dựa vào trung bình thương mại song phương trong 3 năm, giai đoạn 2012–2014:
wij=Tij,2012+ Tij,2013+ Tij,2014 Ti,2012 + Ti,2013+ Ti,2014 ,
trong đó, Tijt là thương mại song phương của quốc gia i với j tại thời điểm t, được tính bằng trung bình của xuất khẩu và nhập khẩu của quốc gia i và j; Tit = ∑Nj=0Tijt (tổng thương mại của quốc gia i) với t = 2012, 2013 và 2014 cho tất cả các quốc gia. Dữ liệu để xây dựng ma trận thương mại được thu thập từ dữ liệu thống kê về thương mại của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF, 2018). Tương tự biến thu nhập trong nước, hệ số tác động của biến thu nhập nước ngồi có thể âm hoặc dương, tùy vào việc gia tăng thu nhập của các đối tác thương mại nước ngồi có thúc đẩy hàng hóa nhập khẩu từ Việt Nam hay không.
(5) giá dầu thô thế giới (OIL): tác giả sử dụng dữ liệu giá dầu thô Brent được thu thập từ nguồn Cơ sở dữ liệu cục dự trữ liên bang (FRED). Dầu là nguồn năng lượng cần thiết cho hoạt động sản xuất ở mọi quốc gia, đặc biệt là ở các nước đang phát triển như Việt Nam. Các nền kinh tế phản ứng khác nhau với việc tăng giá dầu,tùy thuộc vào số lượng hàng nhập khẩu ở quốc gia đó, vị thế tài khoản vãng lai, quản lý kiểm soát nhu cầu trong nước, khả năng của quốc gia tìm kiếm nguồn năng lượng khác thay thế dầu. Hassan và Zaman (2012) cho thấy mối quan hệ tiêu cực và đáng kể giữa giá dầu và cán cân thương mại trong cả ngắn hạn và dài hạn. Điều đó
chỉ ra rằng với sự gia tăng của giá dầu, chi phí vật liệu và hàng hóa tăng lên và làm thâm hụt thương mại. Do đó, hệ số của biến giá dầu được kỳ vọng mang dấu âm.
(6) cung tiền (M): tác giả sử dụng biến cung tiền M2, thu thập từ nguồn dữ liệu IMF. Một cách dễ hiểu, nếu người dân cần tiền nhiều hơn so với khả năng cung ứng của Ngân hàng Trung ương, khi đó, khoảng tiền vượt quá sẽ được bổ sung bằng dòng tiền từ bên ngoài (nước ngoài) chảy vào. Trong trường hợp này, cán cân thương mại sẽ được cải thiện. Ngược lại, nếu Ngân hàng Trung ương cung ứng lượng tiền lớn hơn lượng tiền người dân trong nước cần, lượng tiền dư ra sẽ chảy ra các quốc gia khác làm cán cân thương mại xấu đi. Do đó, hệ số của biến cung tiền được kỳ vọng dương hoặc âm.
(7) lạm phát (CPI): tác giả sử dụng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) được lấy từ nguồn dữ liệu của IMF nhằm đại diện cho biến lạm phát nội địa cho Việt Nam. Kandil (2009) cho thấy kỳ vọng lạm phát cao sẽ làm giảm xuất khẩu, tăng nhập khẩu và giảm tính cạnh tranh. Do đó, mức giá trong nước cao sẽ dẫn đến sự suy giảm cán cân thương mại (thâm hụt thương mại). Do đó, hệ số tác động của biến lạm phát được kỳ vọng mang dấu âm.
Do phạm vi rộng của dữ liệu cho 35 quốc gia, do vậy, độ dài của dữ liệu được lấy từ quý IV/1998 đến quý IV/2016. Tất cả các biến số đều được lấy logarite tự nhiên. Tống kê mô tả cũng như xu hướng của chuỗi dữ liệu được trình bày tại Bảng 3.2 và Hình 3.1.
Bảng 3.2
Thống kê mơ tả
Biến số. Trung bình. Trung vị. Lớn nhất. Nhỏ nhất. Độ lệch chuẩn.
LnTB –0,116 –0,102 0,0609 –0,429 0,1010 LnEX 4,5883 4,5513 4,8227 4,3921 0,1216 LnY 4,6274 4,6182 4,7988 4,4335 0,1258 LnYF 4,9356 4,9763 5,2981 4,5066 0,2403 LnOIL 3,9547 4,0563 4,8114 2,4065 0,6232 LnM 6,9196 7,1340 8,8251 4,4704 1,2794 LnCPI 4,3876 4,2827 5,0337 3,8628 0,4351
-0,6 -0,4 -0,2 0,0 0,2 2000 2005 2010 2015 LnTB 4.2 4.4 4.6 4.8 5.0 2000 2005 2010 2015 LnEX 4.4 4.6 4.8 5.0 2000 2005 2010 2015 LnY 4.5 4.8 5.0 5.3 5.5 2000 2005 2010 2015 LnYF 2.0 3.0 4.0 5.0 2000 2005 2010 2015 LnOIL 4.0 6.0 8.0 10.0 2000 2005 2010 2015 LnM 3.5 4.0 4.5 5.0 5.5 2000 2005 2010 2015 LnCPI
Hình 3.1. Xu hướng của các biến nghiên cứu.