quý
Số lƣợng quan sát sử dụng trong mơ hình hồi quy theo năm tƣơng đối nhỏ, do vậy để kiểm chứng lý thuyết quan hệ giữa cán cân thƣơng mại và tỷ giá tác giả sử dụng thêm dữ liệu theo quý để xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và thƣơng mại. Số liệu sử dụng trong mơ hình là dữ liệu theo quý trong giai đoạn từ năm 1999 đến năm 2009 với 44 quan sát. Tác giả chọn 7 quốc gia tiêu biểu sử dụng cho việc tính tốn trong mơ hình. Tổng kim ngạch thƣơng mại của 7 quốc gia này chiếm gần 70% kim ngạch thƣơng mại của Việt Nam, bao gồm Hoa Kỳ, Nhật Bản, Trung Quốc, Pháp, Đức, Singapore, Đài Loan. Cách tính tỷ giá hối đối thực là lấy Quý 1 năm 2000 làm gốc. Chỉ số GDP đƣợc tính theo tốc độ tăng trƣởng so với cùng kỳ năm trƣớc tính dƣới dạng chỉ số.
Sử dụng phƣơng trình hồi quy (2.7) cho dữ liệu theo quý.
Bảng 2.2: Biến phụ thuộc B và các hệ số ƣớc lƣợng trong phƣơng trình (2.7)
Biến độc lập Hệ số ƣớc lƣợng Độ lệch chuẩn Prob Tỷ giá hối đoái thực 1,2482 0,3444 0,0008 Tăng trƣởng kinh tế trong nƣớc -0,6143 2,9264 0,8348 Tăng trƣởng kinh tế nƣớc ngoài -4,9893 1,8327 0,0096 Tung độ gốc 25,6572 11,8107 0,0358 Số quan sát 44 Hệ số quan sát hiệu chỉnh 44 R2 0,3235 R2 hiệu chỉnh 0,2728 Thống kê F 6,3759 Prob 0,0012 Giải thích kết quả
Kết quả hồi quy cho thấy hệ số ε = 1,2482 > 0, P-value = 0,0008, nhƣ vậy với mức ý nhĩa 1%, cho thấy tỷ giá hối đoái thực tác động lên cán cân thƣơng mại. Điều kiện Marshall-Lerner đƣợc thỏa mãn trong mơ hình hồi quy này.
Hệ số β = -0,6143 <0, tuy nhiên P-value = 0,8348, làm cho hệ số này khơng có ý
nghĩa thống kê. Hệ số β*
= -4,9893 < 0, dấu của β không phù hợp với dấu kỳ vọng, tuy nhiên P-value = 0,0358, hệ số này có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Nhƣ vậy, với dữ liệu tính theo quý lại cho thấy, khi thu nhập của nƣớc ngoài tăng làm tăng lên thâm hụt thƣơng mại của Việt Nam. Điều này có thể là do trong giai đoạn tăng trƣởng nhanh của kinh tế thế giới, thì đồng thời kinh tế Việt Nam cũng tăng trƣởng nhanh và kéo theo đó là nhu cầu nhập khẩu gia tăng.
R2 hiệu chỉnh = 0,2728 và P-value của phƣơng trình = 0,0012 cho thấy có ít nhất
một trong các hệ số của phƣơng trình có ý nghĩa thống kể ở mức 1%.
Tóm lại trong hồi quy (2.7) với dữ liệu theo quý thì điều kiến Marshall-Lerner vẫn đƣợc đáp ứng, tức là việc tăng tỷ giá hối đoái thực tác động làm cải thiện cán cân
thƣơng mại của Việt Nam. Tuy nhiên, các biến tăng trƣởng GDP lại khơng có ý nghĩa thơng kê hoặc dấu không trùng với dấu kỳ vọng.
2.5.3.2 Quan hệ tỷ giá hối đoái thực song phương và thương mại tính theo q
Sử dụng phƣơng trình
Ln(B)t = α + βlnYt + β*lnYt* + ε lnREERt + γt + λt (t biến xu thế) (2.8)
Bảng 2.3: Kết quả hồi quy cán cân thƣơng mại và tỷ giá hối đoái thực song phƣơng
Hệ số ƣớc lƣợng Hoa Kỳ Nhật Bản Trung Quốc Đài Loan Singapore Đức Pháp Tỷ giá hối đoái thực 1,8546 -0,6663 4,7427 3,1260 1,4420 -21,384 -0,7625 (0,58)* (0,14)* (1,80)** (0,27)* (0,69)** (11,11)** (0,26)* Tăng trƣởng kinh tế trong nƣớc 12,8260 1,6282 0,1606 -10,7196 -4,3010 -0,9833 2,6788 (3,56)* (1,76) ( 7,08) (2,99)* (3,06) (0,22) (3,33) Tăng trƣởng kinh tế nƣớc ngoài -6,5343 -2,2770 - 13,5113 -1,1483 -0,2644 1,0863 1,6945 (2,22)* (1,54) (5,21)** (0,89) (0,60) (2,28) (6,43) Biến xu thế 0,0408 0,0124) -0,0085 (0,00)* (0,00)* (0,00)* Tung độ gốc -323,027 3,1597 15,1193 54,1275 20,3204 -40,710 -20,017 (31,18)* (5,24) (26,32) (12,62)* (13,59)* (12,41)* (25,05) Quan sát 40 40 40 40 40 40 40 Quan sát hiệu chỉnh 40 40 40 40 40 40 40 R2 0,8232 0,6278 0,3843 0,7913 0,1318 0,7487 0,2021 R2 hiệu chỉnh 0,8030 0,5853 0,3330 0,7739 0,0594 0,7200 0,1357 Thống kê F 40,7456 14,7592 7,4895 45,5024 1,8210 26,0689 3,0402 Prob - 0 0,0005 0,0000 0,1608 0,0000 0,0413
(**) có ý nghĩa thống kê P – value từ 5 đến 10% (*) có ý nghĩa thống kê với P - value < 5%
Số năm trong dấu ngoặc () thể hiện độ lệch chuẩn của hệ số
Phân tích kết quả từ mơ hình hồi quy
Kết quả hồi quy trên cho thấy có 4 trƣờng hợp đáp ứng đƣợc điều kiện Marshall- Lerner. Còn lại 3 trƣờng hợp đi ngƣợc lại với phân tích về mặt lý thuyết. Một số kết
quả cho thấy dấu của hệ số tăng trƣởng kinh tế không trùng với dấu kỳ vọng của theo mơ hình lý thuyết.
Trường hợp Hoa Kỳ
Trƣờng hợp Hoa Kỳ, các hệ hồi quy của tỷ giá hối đoái thực, tăng trƣởng kinh tế Việt Nam, tăng trƣởng kinh tế Hoa Kỳ và biến xu thế đều có ý nghĩa thống kê. Hệ số ε >0, cho thấy việc giảm giá tiền đồng cải thiện đƣợc cán cân thƣơng mại giữa Việt Nam và Hoa Kỳ. Kết quả thu đƣợc phù hợp với mô hình lý thuyết.
Hệ số γ >0 của biến xu thế Việt Nam xuất siêu sang Hòa Kỳ ngày càng lớn. Nguyên nhân là sau khi Việt Nam và Hoa Kỳ bình thƣờng hóa quan hệ, Việt Nam đã đẩy mạnh xuất khẩu vào Hoa Kỳ. Kim ngạch xuất khẩu tăng nhanh hơn khá nhiều so với nhập khẩu.
Hệ số β >0 cho thấy tăng trƣởng kinh tế Việt Nam càng cao thì xuất khẩu vào Hoa Kỳ càng nhiều, trong khi đó β* <0 lại cho thấy của Hoa Kỳ làm giảm nhu cầu nhập khẩu các hàng hóa ở Việt Nam. Dấu của các hệ số này không phù hợp với lý thuyết. Nguyên nhân là do tính đặc thù trong quan hệ thƣơng mại giữa Việt Nam và Hoa Kỳ. Chẳng hạn khi kinh tế Việt Nam tăng nhanh, xuất khẩu một số mặt hàng chủ lực của Việt Nam sang Hoa Kỳ cũng tăng nhanh. Tuy nhiên nhu cầu nhập khẩu các mặt hàng Việt Nam lại ít bị ảnh hƣởng bởi tăng trƣởng kinh tế của nƣớc này.
Trường hợp Trung Quốc
Trƣờng hợp của Trung Quốc ta thấy hệ số ε >0 cũng cho thấy việc giảm giá tiền đồng làm giảm thâm hụt thƣơng mại của Việt Nam. Tuy vậy hệ số β*<0 và có ý nghĩa thống kê lại cho thấy tăng trƣởng kinh tế của nƣớc này lại làm giảm nhu cầu nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam. Nguyên nhân có thể là việc tăng trƣởng của Trung Quốc kéo theo xuất khẩu gia tăng đã làm tăng thâm hụt thƣơng mại của Việt Nam.
Kết quả phân tích trên cho thấy hệ số ε của tỷ giá hối đoái thực 2 quốc gia này lớn hơn 0, đồng nghĩa với việc giảm giá đồng tiền cải thiện đƣợc cán cân thƣơng mại với 2 quốc gia này. Hệ số hồi quy của các biến độc lập tăng trƣởng kinh tế khơng có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Xét tồn bộ phƣơng trình thì mới có ý nghĩa thống kê.
Trường hợp Nhật Bản
Các tính tốn tại phần 2.2 cho thấy hiện tại tiền đồng đang đƣợc định giá khá cao so với đồng Yên. Số liệu về thƣơng mại cũng cho thấy Việt Nam đang có xu hƣớng nhập siêu nhiều từ Nhật Bản. Phân tích hồi quy lại cho thấy giữa tỷ giá hối đối thực song phƣơng khơng tác động một cách có ý nghĩa lên cán cân thƣơng mại giữa 2 nƣớc. Tuy nhiên khi đƣa biến xu thế vào phƣơng trình, kết quả là hệ số γ < 0 cho thấy xu hƣớng Việt Nam tăng nhập khẩu từ Nhật Bản ngày càng rõ rệt. Nguyên nhân là do các mặt hàng xuất của Việt Nam vào Nhật Bản nhƣ dệt may, thủy sản, dầu thô, sản phẩm đồ gỗ gần nhƣ đƣợc khai thác hết công suất và đang chịu nhiều cạnh tranh, trong khi đó các dịng vốn đầu tƣ và cho vay từ Nhật Bản (ODA, FDI…) ngày càng lớn kèm theo đó là nhập khẩu cũng tăng theo.
Trường hợp Đức và Pháp
Đây là 2 trƣờng hợp kết quả hồi quy hệ số ε <0, đi ngƣợc lại với mơ hình lý thuyết. Ngun nhân của trƣờng hợp này là do trong giai đoạn nghiên cứu từ năm 2000 đến 2009. Đồng tiền của các nƣớc này tăng giá khá mạnh so với đồng USD, trong khi đó VND lại đƣợc neo theo đồng USD. Do vậy, VND mất giá khá mạnh so với các tiền tệ này. Theo tính tốn tỷ giá hối đối thực đƣợc trình bày ở phần 2.3 ở trên thì hiện tại VND đang đƣợc định giá cao hơn với đồng Euro. Tuy vậy, nhập siêu của Việt Nam vào các quốc gia này lại liên tục giảm do các hàng hóa xuất khẩu mạnh của Việt Nam vào thị trƣờng này nhƣ may mặc, giày da, nông sản hiện đang chuyển hƣớng sang thị trƣờng Hoa Kỳ và các thị trƣờng khác.