Mơ hình nghiên cứu - (LUẬN văn THẠC sĩ) vai trò củ- 123docz.net

Trong nghiên cứu của mình, tác giả thực hiện mơ hình tương tự như Yongqing Wang và Guanghua Wang đã thực hiện khi nghiên cứu về vai trò của nguồn vốn FDI đối với cán cân thương mại Trung Quốc (tác động của FDI đến cán cân thương mại sẽ được phân tích riêng rẽ theo từng phương trình xuất khẩu, nhập khẩu và phương trình tỷ số cán cân thương mại) trong khi đó, phương pháp định lượng sẽ được thực hiện tương tự mơ hình của Singh khi nghiên cứu về tác động của các nhân tố đến cán cân thương mại Ấn Độ (phân tích đồng liên kết theo phương pháp

Engle Granger). Theo đó, cán cân thương mại được định nghĩa là tỷ số giữa giá trị

nhập khẩu từ các đối tác thương mại trên giá trị xuất khẩu đến các nước, đồng thời, cán cân thương mại Việt Nam được giả định chịu ảnh hưởng của các yếu tố cơ bản chính là tỷ giá hối đối thực đa phương (REER), thu nhập quốc gia thực (GDPvn) của Việt Nam và thu nhập quốc gia thực của các đối tác thương mại (GDPw). Khi đó, mơ hình nghiên cứu được thể hiện:

Ln(M/X)t = α0 + α1LnREERt + α2LnGDPvnt + α3LnGDPwt + εt (1) Vì FDI có ảnh hưởng đến xuất nhập khẩu của Việt Nam, nên mơ hình được thêm vào biến FDI:

Ln(M/X)t = α0 + α1LnREERt + α2LnGDPvnt + α3LnGDPwt + α4LnFDIt + εt (2a) Rõ ràng, phương trình (2a) chưa cho thấy tác động riêng biệt của các biến lên xuất khẩu và nhập khẩu. Vì vậy, cần thiết phải phân tích riêng lẻ tác động của các biến lên xuất khẩu và nhập khẩu. Xuất khẩu của Việt Nam có thể chịu ảnh hưởng của thu nhập thực của các đối tác thương mại, tỷ giá hối đối thực đa phương, quy mơ vốn FDI; trong khi nhập khẩu có thể bị tác động của thu nhập thực của Việt Nam, tỷ giá hối đoái thực đa phương và quy mơ vốn FDI. Phương trình được viết lại như sau: LnXt = β0+ β1LnREERt+ β2LnGDPwt + β3LnFDIt + εt (2b) và

LnMt = µ0+ µ1LnREERt+ µ2LnGDPvnt + µ3LnFDIt + εt (2c)

Bảng 2.2 Tóm tắt dấu hiệu kỳ vọng của các hệ số

REER GDPvn GDPw FDI

M/X α1 Không chắc α2 + α3 – α4 Không chắc

X 2 Không chắc NA 2 + 3 +

M 2 Không chắc 2 + NA 3 Không chắc

Như đã chỉ ra trong bảng 2.2, ở phương trình (2a), α3 được kỳ vọng (-) vì khi thu nhập thực của các đối tác thương mại tăng lên sẽ dẫn đến xuất khẩu của Việt Nam tăng, làm chỉ số cán cân thương mại giảm. Đó cũng là lý do β2 trong phương trình (2b) được kỳ vọng (+). α2 được mong đợi (+) vì khi thu nhập quốc dân thực tăng sẽ làm tăng nhập khẩu của Việt Nam dẫn đến tăng chỉ số cán cân thương mại. Tương tự, µ2 trong phương trình (2c) được mong đợi là tích cực.

Hệ số của tỷ giá hối đoái thực đa phương trong phương trình (2a), (2b), (2c) là không chắc chắn. Theo lý thuyết đường cong J, cán cân thương mại sẽ xấu đi khi đồng tiền mất giá, nhưng sau đó sẽ được cải thiện. Việc giảm giá đồng tiền sẽ tác động đến cán cân thương mại thông qua việc tác động trực tiếp lên giá và tác động gián tiếp qua số lượng. Tác động về giá đề cập đến việc giảm giá hàng xuất khẩu và tăng giá hàng nhập khẩu khi định giá thấp đồng tiền. Vì vậy, hàng xuất khẩu trở nên rẻ hơn với đơn vị ngoại tệ và hàng nhập khẩu lại mắc hơn khi đo bằng đồng nội tệ. Điều này sẽ làm giảm cán cân thương mại trước tiên. Ảnh hưởng về giá xảy ra nhanh khi tỷ giá thay đổi. Tuy nhiên, vì giá hàng xuất khẩu rẻ hơn các nước nên số lượng hàng xuất khẩu sẽ tăng lên, trong khi số lượng hàng nhập khẩu giảm vì giá hàng nhập khẩu trở nên mắc hơn. Tác động về số lượng phản ảnh sự điều chỉnh chậm với những thay đổi liên quan đến giá. Nếu tỷ giá hối đoái mới và những điều chỉnh về khối lượng thương mại phù hợp với diễn biến về giá thì cán cân thương mại cuối cùng sẽ được cải thiện.

Hệ số của REER giảm phản ảnh việc định giá thấp Việt Nam đồng . Vì vậy, theo lý thuyết đường cong J, nghĩa là việc giảm giá đồng nội tệ làm tăng xuất khẩu, giảm nhập khẩu và do vậy làm giảm chỉ số cán cân thương mại (hoặc cải thiện cán cân thương mại), các hệ số được mong đợi: α1 (+), β1 (-), µ1 (+). Tuy nhiên, hệ số của tỷ giá hối đoái thực đa phương REER trong phương trình (2a), (2b) và (2c) có thể khơng như những dự đốn của lý thuyết đường cong J.

Như đã trình bày, nguồn vốn FDI sẽ làm tăng xuất khẩu của Việt Nam. Nhưng tác động của FDI đến nhập khẩu của Việt Nam thì khơng chắc chắn. Vì vậy, tác động của FDI lên cán cân thương mại cũng không chắc chắn.

2.4.2 Dữ liệu nghiên cứu và phƣơng pháp thực nghiệm

Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý từ Quý 1 năm 1999 đến Quý 4 năm 2010 với các biến số: thu nhập quốc dân thực của Việt Nam, thu nhập quốc dân thực của các đối tác thương mại, tỷ giá hối đoái thực đa phương, xuất khẩu, nhập khẩu, nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) của 9 đối tác thương mại với Việt Nam.

Xit: xuất khẩu từ Việt Nam đến quốc gia i tại thời điểm t (đơn vị: triệu đô la Mỹ)

Mit: nhập khẩu của Việt Nam từ quốc gia i tại thời điểm t (đơn vị: triệu đô la Mỹ)

(M/X)t: chỉ số cán cân thương mại của Việt Nam (nhập khẩu/xuất khẩu) FDIit: đầu tư trực tiếp nước ngoài vào Việt Nam từ quốc gia i tại thời điểm t (đơn vị: triệu đô la Mỹ)

REERt: tỷ giá hối đoái thực đa phương giữa Việt Nam và các đối tác thương

mại tại thời điểm t. Chỉ số REER được tính theo cơng thức:

GDPi,t: thu nhập thực của quốc gia i tại thời điểm t (đơn vị: triệu đô la Mỹ)

9 đối tác thương mại bao gồm: Singapore, Trung Quốc, Nhật Bản, Hàn Quốc, Úc, NewZealand, Đức, Mỹ và Canada. 9 đối tác này chiếm 80% tổng kim ngạch thương mại của Việt Nam.

Dữ liệu được thu thập chủ yếu từ các nguồn sau:

 Thống kê của Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế: Thống kê tài chính (IFS);

Thống kê thương mại trực tiếp (DOT)

 Tổng cục thống kê Việt Nam (GSO);

 Chỉ số tài chính và phát triển Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB).

Nghiên cứu “Vai trò của nguồn vốn FDI đối với cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1999 – 2010” sẽ được thực hiện theo 3 bước:

 Bước một, tác giả thực hiện việc kiểm định tính dừng và khơng dừng của các chuỗi thời gian sử dụng trong mơ hình thực nghiệm. Các chuỗi này, đều ở dạng logarit cơ số tự nhiên. Giữa các chuỗi số khơng dừng có thể tồn tại mối quan hệ đồng liên kết (mối quan hệ trong dài hạn). Tương quan đồng liên kết tồn tại khi quan hệ tuyến tính giữa hai chuỗi là một chuỗi có tính dừng (stationary). Kết hợp tuyến tính giữa các cặp chuỗi thời gian là hiệu số giữa chúng. Nếu có quan hệ đồng liên kết, hiệu số đó là một chuỗi ngẫu nhiên có tính chất của nhiễu trắng hay khác biệt giữa chúng chỉ do ngẫu nhiên, các cặp chuỗi thời gian sẽ có biến động tương tự nhau hay cịn gọi là có cân bằng dài hạn.

 Bước hai, tác giả sử dụng phương pháp phân tích đồng tích hợp của Engle – Granger (1987) để đo lường các mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến (quan hệ đồng liên kết).

 Cuối cùng, tác giả sẽ thực hiện khảo sát mối quan hệ động trong ngắn hạn giữa cán cân thương mại và các nhân tố xác định nó. Mơ hình điều chỉnh sai số (ECM) được sử dụng nếu tồn tại các mối quan hệ trong dài hạn kể trên.

2.4.3 Kết quả thực nghiệm 2.4.3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị 2.4.3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị

Trước khi thực hiện hồi quy đồng liên kết và mơ hình ECM, tác giả đã tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị của từng biến riêng biệt để xác định thuộc tính dừng. Tác giả sử dụng hai phương pháp phổ biến để kiểm định nghiệm đơn vị là phương pháp ADF và KPSS.

Kết quả kiểm định ở cả hai phương pháp đều cho thấy các biến LnM/X, LnEx, LnIm, LnREER, LnGDPw và LnGDPvn và LnFDI là chuỗi thời gian không dừng (không xu hướng) I(0) và chuỗi dừng I(1).

ADF 1% level 5% level 10% level Kết quả

LnM/X -3.560 -3.577 -2.925 -2.600 Không dừng mức 1% LnEX -1.360 -3.577 -2.925 -2.600 Không dừng LnIM -1.059 -3.596 -2.933 -2.601 Không dừng LnREER 0.182 -3.578 -2.925 -2.600 Không dừng LnGDPw 0.199 -3.585 -2.928 -2.602 Không dừng LnGDPvn -2.364 -3.610 -2.934 -2.608 Không dừng LnFDI -1.446 -3.581 -2.926 -2.601 Không dừng KPSS LnM/X 0.548 0.739 0.463 0.347 Không dừng mức 5%, 10% LnEx 0.905 0.739 0.463 0.347 Không dừng LnIm 0.897 0.739 0.463 0.347 Không dừng LnREER 0.636 0.739 0.463 0.347 Không dừng mức 5%, 10% LnGDPw 0.812 0.739 0.463 0.347 Không dừng LnGDPvn 0.899 0.739 0.463 0.347 Không dừng LnFDI 0.667 0.739 0.463 0.347 Không dừng mức 5%, 10% ADF LnM/X -9.823 -3.581 -2.926 -2.601 Dừng LnEx -8.049 -3.584 -2.928 -2.602 Dừng LnIm -7.296 -3.592 -2.931 -2.603 Dừng LnREER -6.118 -3.581 -2.926 -2.601 Dừng LnGDPw -4.505 -3.584 -2.928 -2.602 Dừng LnGDPvn 0.155 -3.610 -2.938 -2.608 Không dừng LnFDI -12.483 -3.581 -2.926 -2.601 Dừng KPSS LnM/X 0.326 0.739 0.463 0.347 Dừng LnEx 0.258 0.739 0.463 0.347 Dừng LnIm 0.135 0.739 0.463 0.347 Dừng LnREER 0.510 0.739 0.463 0.347 Dừng mức 1%

LnGDPvn 0.092 0.739 0.463 0.347 Dừng

LnFDI 0.185 0.739 0.463 0.347 Dừng

2.4.3.2 Ma trận hệ số tƣơng quan

Để kiểm tra tính đa cộng tuyến giữa các biến trong mơ hình, tác giả sử dụng phần mềm Eviews thực hiện ma trận hệ số tương quan. Kết quả cho thấy, các biến trong mơ hình khơng tương quan mạnh với nhau, ngoại trừ hai biến xuất khẩu và nhập khẩu tương quan đến 98% .

LNM/X LNGDPW LNGDPVN LNFDI LNIM LNEX LNREER LNM/X 1.000000 LNGDPW -0.359787 1.000000 LNGDPVN 0.124967 0.209925 1.000000 LNFDI 0.416135 -0.224675 -0.200544 1.000000 LNIM 0.582109 -0.298372 -0.257051 0.759175 1.000000 LNEX 0.455746 -0.255966 -0.305393 0.755296 0.988469 1.000000 LNREER -0.239258 0.374035 0.545253 -0.737780 -0.823048 -0.854900 1.000000 Điều này được giải thích là do xuất khẩu phụ thuộc quá nhiều vào nhập khẩu (cấu phần hàng xuất khẩu có đến 2/3 là hàng nhập khẩu).

2.4.3.3 Phân tích cân bằng dài hạn

Để phân tích mối quan hệ giữa các biến trong dài hạn, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy đồng liên kết theo phương pháp phân tích phần dư (εt) hai bước của Engle- Granger. Việc sử dụng phương pháp này nhằm khắc phục 2 đặc điểm then chốt của các dữ liệu kinh tế theo chuỗi thời gian: tính dễ biến động thay đổi theo thời gian và tính không ổn định. Phương pháp này áp dụng cho từng phương trình xuất khẩu, nhập khẩu và phương trình tỷ số cán cân thương mại nhằm mục đích cho thấy tác động riêng rẽ của quy mô vốn FDI lên từng biến xuất khẩu, nhập khẩu, cũng như tác động chung của FDI lên cán cân thương mại.

a) Đối với phương trình xuất khẩu (xem chi tiết bảng 4 Phụ lục)

LnEXt = 18.149 – 3.112LnREERt + 0.351LnGDPwt + 0.275LnFDIt + εt (3) R2 = 0.7678 Adjusted R2 = 0.7519 DW = 1.55

Với mức ý nghĩa = 5%, kiểm định ràng buộc tuyến tính (kiểm định Wald) bác bỏ giả thuyết các biến trong mơ mình đồng thời bằng khơng. Điều này cho thấy kết quả hồi quy mơ hình là có ý nghĩa.

Test Statistic Value df Probability F-statistic 48.49930 (3, 44) 0.0000

Chi-square 145.4979 3 0.0000

Cũng với mức ý nghĩa = 5% khi xem xét khả năng xác suất p (Prob) thì biến LnGDPw khơng có ý nghĩa đối với mơ hình (3) (Prob LnGDPw = 46.2% > 5%). Như vậy, về mặt thống kê, tại Việt Nam, thu nhập quốc dân thực của các nước trên thế giới có thể có ảnh hưởng khơng chắc chắn đến xuất khẩu của Việt Nam (hay nói cách khác, xuất khẩu của Việt Nam không phụ thuộc vào thu nhập quốc dân thực của các nước khác).

Như đã chỉ ra trong bảng 2.2, đối với phương trình xuất khẩu, thu nhập quốc dân của các đối tác thương mại mang dấu (+), giống với kỳ vọng ban đầu, nghĩa là thu nhập quốc dân của các đối tác thương mại tăng sẽ làm tăng xuất khẩu của Việt Nam. Tỷ giá hối đoái thực mang dấu (–) phù hợp với lý thuyết cho rằng tỷ giá hối đối thực giảm sẽ giúp cải thiện tình hình xuất khẩu của Việt Nam. Nguồn vào FDI mang dấu (+), cho thấy FDI có tác động tích cực làm tăng xuất khẩu Việt Nam.

Kiểm tra phần dƣ

εt = LnEXt – 18.149 + 3.112LnREERt – 0.351LnGDPwt – 0.275LnFDIt (4) Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:

t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.336979 0.0000 Test critical values: 1% level -3.577723

5% level -2.925169

10% level -2.600658

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Ta thấy trị tuyệt đối giá trị thống kê ADF lớn hơn trị tuyệt đối giá trị tới hạn ở mức 5% và 10% nên kết luận phần dư là chuỗi dừng ở mức 5% và 10%.

Như vậy, việc phần dư là một chuỗi dừng khẳng định các biến trong mô hình (3) là đồng liên kết, nghĩa là các biến trong mơ hình này có tồn tại quan hệ cân bằng về dài hạn.

Giải thích ý nghĩa mơ hình:

Adjusted R2 = 0.7519 cho biết mơ hình giải thích được 75.19% sự phụ thuộc của xuất khẩu vào tỷ giá hối đoái thực đa phương, thu nhập quốc dân thực và quy mô vốn đầu tư nước ngoài trực tiếp. DW = 1.55 cho thấy mơ hình khơng có dấu hiệu xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).

Xuất khẩu của Việt Nam đồng biến với thu nhập quốc dân thực của các đối tác thương mại và quy mô vốn FDI, nghịch biến với tỷ giá hối đoái thực đa phương:

 Khi quy mơ vốn FDI tăng 1% thì xuất khẩu tăng 0.2756%.

b) Đối với phương trình nhập khẩu (xem chi tiết bảng 5 Phụ lục)

LnIMt = 22.051 – 3.843LnREERt + 0.786LnGDPvnt + 0.279LnFDIt + εt (5) R2 = 0.7533 Adjusted R2 = 0.7365 DW = 1.64

Test Statistic Value df Probability F-statistic 44.79052 (3, 44) 0.0000

Chi-square 134.3716 3 0.0000

Cũng với mức ý nghĩa = 5%, khi xem xét khả năng xác suất p (Prob) thì các biến LnREER, LnGDPvn và LnFDI đều có ý nghĩa đối với mơ hình (5).

Như đã chỉ ra trong bảng 2.2, đối với phương trình nhập khẩu, thu nhập quốc dân của Việt Nam mang dấu (+), giống với kỳ vọng ban đầu, nghĩa là thu nhập quốc dân trong nước tăng sẽ làm tăng nhập khẩu của Việt Nam. Tỷ giá hối đoái thực mang dấu (–) cho thấy nhân tố này có ảnh hưởng làm tăng nhập khẩu của Việt Nam. Nguồn vào FDI mang dấu (+), cho thấy FDI có tác động làm tăng nhập khẩu Việt Nam.

Kiểm tra phần dƣ

εt = LnIMt – 22.051 + 3.843LnREERt – 0.786LnGDPvnt – 0.279LnFDIt (6) Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:

t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.341623 0.0000 Test critical values: 1% level -3.577723

5% level -2.925169

10% level -2.600658

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Như vậy, việc phần dư là một chuỗi dừng khẳng định các biến trong mơ hình (5) là đồng liên kết, nghĩa là các biến trong mơ hình này có tồn tại quan hệ cân bằng về dài hạn.

Giải thích ý nghĩa mơ hình:

Adjusted R2 = 0.7365 cho biết mơ hình giải thích được 73.65% sự phụ thuộc của nhập khẩu vào tỷ giá hối đoái thực đa phương, thu nhập quốc dân thực và quy mô vốn đầu tư nước ngoài trực tiếp. DW = 1.64 cho thấy mơ hình khơng có dấu hiệu xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).

Nhập khẩu của Việt Nam đồng biến với thu nhập quốc dân thực của các đối tác thương mại và quy mô vốn FDI, nghịch biến với tỷ giá hối đoái thực đa phương:

 Khi tỷ giá hối đối thực đa phương tăng 1% thì nhập khẩu giảm 3.8431%;