(Nguồn: Tổng cục Thống kê (GSO)).
Chú thích
(*)Điều chỉnh số liệu của các năm 2005, 2006, 2009, 2008 do tách riêng vàng phi tiền tệ từ nhóm hàng cơng nghiệp nhẹ và tiểu thủ cơng nghiệp .
(**) Từ năm 2010 trở về trước không bao gồm vàng xuất khẩu dưới dạng sản phẩm (***) Số liệu hàng nông sản bao gồm cả hàng lâm sản.
HÌnh 4.10 cho thấy cơ cấu hàng xuất khẩu nước ta đang có sự dịch chuyển theo hướng giảm tỷ trọng sản phầm nông, lâm, thủy sản và tăng dần tỷ trọng sản phẩm hàng công nghiệp. Năm 2000, sản phẩm nông, lâm thủy sản vẫn chiếm hơn
0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 Sơ bộ 2014 (***) Vàng phi tiền tệ(**)
Hàng nông lâm thủy sản Hàng CN nhẹ và TTCN
30% tổng giá trị xuất khẩu thì đến năm 2014 con số này đã giảm gần một nửa và chỉ cịn 18%. Cùng với đó là sự tăng nhanh chóng của hàng hóa chế biến cơng nghiệp nặng như điện thoại và linh kiện, điện tử máy tính...; nhóm hàng cơng nghiệp nhẹ với dệt may, da giày....
Tuy nhiên, nếu như trước đây chúng ta lo ngại về vấn đề Việt Nam xuất khẩu chủ yếu là tài ngun, ngun liệu thơ thì vấn đề hiện nay dường như là tình trạng “xuất khẩu hộ”. Mặc dù cơ cấu hàng xuất khẩu dần chuyển sang hàng chế biến thế nhưng máy móc, nguyên nhiên vật liệu để sản xuất những hàng hoá này chúng ta vẫn phải đi nhập từ nước ngồi, do đó khơng thể tránh khỏi những tác động do cú sốc bên ngồi gây ra. Trình độ khoa học kỹ thuật yếu kém, đầu vào cho sản xuất còn phải nhập khẩu nhiều từ nước ngồi nên ln chịu ảnh hưởng của biến động giá thế giới. Cụ thể, khi giá dầu và tỷ giá hối đối tăng sẽ khiến cho chi phí năng lượng và chi phí đầu vào nhập khẩu tăng cao. Chi phí đầu vào tăng cao dẫn đến hàng hóa xuất khẩu mất sức cạnh tranh trên thị trường thế giới, khiến cho xuất khẩu ròng giảm và giảm cán cân thương mại.
4.2.5. Kết quả xác định hệ số cân bằng trong ngắn hạn
Bảng 4.6. Kết quả xác định hệ số trong ngắn hạn
ARDL Cointegrating And Long Run Form Dependent Variable: LOG(TBSA) Selected Model: ARDL(8, 8, 8, 4) Date: 10/31/15 Time: 15:48 Sample: 2000Q1 2014Q4 Included observations: 52
Cointegrating Form
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DLOG(TBSA(-1)) 0.213843 0.256577 0.833447 0.4140 DLOG(TBSA(-2)) 0.130036 0.232849 0.558455 0.5824 DLOG(TBSA(-3)) 0.211198 0.216529 0.975378 0.3405 DLOG(TBSA(-4)) -0.094256 0.184050 -0.512123 0.6139 DLOG(TBSA(-5)) 0.132848 0.176443 0.752923 0.4599 DLOG(TBSA(-6)) 0.249713 0.154872 1.612385 0.1218 DLOG(TBSA(-7)) 0.677414* 0.161417 4.196659 0.0004 DLOG(OIL) -0.009957 0.083300 0.119528 0.9060 DLOG(OIL(-1)) -0.471193* 0.150100 -3.139188 0.0050 DLOG(OIL(-2)) 0.229455 0.153638 1.493473 0.1502 DLOG(OIL(-3)) -0.116445 0.145920 -0.798006 0.4338 DLOG(OIL(-4)) -0.200098 0.141184 -1.417283 0.1711 DLOG(OIL(-5)) 0.390590** 0.144056 2.711371 0.0131 DLOG(OIL(-6)) 0.167083 0.133932 -1.247516 0.2259 DLOG(OILP(-7)) 0.169291*** 0.087762 1.928969 0.0674 DLOG(EX) 2.257432** 0.838693 2.691608 0.0137 DLOG(EX(-1)) 2.143161** 0.878550 2.439429 0.0237 DLOG(EX(-2)) -0.013328 0.973362 -0.013693 0.9892 DLOG(EX(-3)) -2.100839** 0.961583 -2.184771 0.0404 DLOG(EX(-4)) -0.934519 0.980661 -0.952948 0.3515 DLOG(EX(-5)) -0.152054 0.976802 -0.155665 0.8778 DLOG(EX(-6)) -0.849380 0.919375 -0.923866 0.3661 DLOG(EX(-7)) -2.951543* 0.842642 3.502725 0.0021 D(OG) -1.497695* 0.591328 -2.532763 0.0194 D(OG(-1)) 0.231764 0.471000 0.492068 0.6278 D(OG(-2)) 0.745322 0.462480 1.611574 0.1220 D(OG(-3)) -0.462897 0.471490 -0.981776 0.3374 CointEq(-1) -0.627944** 0.258605 -2.428194 0.0242
Cointeq = LOG(TBSA) - (-0.1941*LOG(OILPRICE) -0.2639*LOG(EX) -3.6004*OG )
(Nguồn: Tác giả tự tính tốn từ phần mềm Eviews) Chú thích: (*), (**), (***) lần lượt có ý nghĩa ở mức 1%, 5%, 10%.
Bảng 4.5 cho thấy hệ số điều chỉnh trong ngắn hạn (-0.6279) có ý nghĩa ở mức 5% và mang dấu âm cho thấy sự điều chỉnh là đúng hướng. Giá trị của hệ số này
khá cao cho thấy tốc độ điều chỉnh khá nhanh sau khi có một cú sốc xảy ra. Khoảng 62.79% sự mất cân bằng do cú sốc ở quý trước gây ra sẽ dược đưa trở lại trạng thái cân bằng trong quý tiếp theo.
Trong ngắn hạn, biến Oil lần lượt có ý nghĩa ở độ trễ 1, 5 và 7. Các hệ số hồi quy từ độ trễ (0-4) đều mang dấu âm tuy chỉ có độ trễ 1 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Từ độ trễ (5-7) trở đi hệ số hồi quy đều mang dấu dương. Điều này cho thấy trong ngắn hạn giá dầu tăng làm cán cân thương mại thâm hụt nhưng trở về sau, cán cân thặng dư điều này khơng phải là ảnh hưởng tích cực của giá dầu mang lại, mà do các nhà nhập khẩu Việt Nam đã thích nghi được với việc giá dầu tăng bằng cách giảm lượng nhập khẩu trong ngắn hạn trong khi giá trị xuất khẩu không thay đổi do các hợp đồng cũng như khối lượng hàng hóa cho những quý tiếp theo đã được ký kết và sản xuất từ trước đó. Kết quả là trong ngắn hạn, khi giá dầu tăng lên, nhập khẩu giảm, xuất khẩu không đổi, điều này làm cho cán cân thương mại tiến về trạng thái thặng dư.
Đối với tác động của tỷ giá EX lên cán cân thương mại, các độ trễ 0 và 1 có ý nghĩa thống kê ở 5% và mang dấu dương cho thấy một ảnh hưởng tích cực của việc đồng nội tệ giảm giá, điều này thúc đẩy các nhà xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu. Tuy nhiên tác động này chỉ có ảnh hưởng tích cực tạm thời, bằng chứng là ở độ trễ 2-7 thì các hệ số hồi quy đều mang dấu âm, tuy chỉ có độ trễ 3 và 7 là có ý nghĩa thống kê ở 5% và 1%. Kết hợp với kết quả dài hạn, cho thấy khi tỷ giá tăng ảnh hưởng tiêu cực đến cân bằng thương mại hơn là do tăng chi phí nhập khẩu nhiều hơn.
Kết quả hồi quy của hệ số cân bằng ngắn hạn của biến OG có ý nghĩa ở mức 5% và hồi quy mang dấu âm ở độ trễ 0. Dấu của các hệ số hồi quy ở các độ trễ khác không rõ ràng ở các độ trễ khác nhau và khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy ảnh hưởng của OG là chưa rõ rệt ở ngắn hạn.
Để kiểm định xem các hệ số trong ngắn hạn và dài hạn được ước lượng trong phương trình trên có ổn định hay không, bài nghiên cứu sử dụng kiểm định CUSUM và CUSUMQ ở các mức ý nghĩa. Kết quả kiểm định CUSUM và CUSUMQ lần lượt được thể hiện trong hình sau: