Vay mượn vốn nước ngoài để đáp ứng yêu cầu tăng mức đầu tư trong nước nhằm nâng cao năng lực sản xuất trong tương lai của Việt Nam là một giải pháp hợp lý vì sẽ giúp hạn chế gia tăng lạm phát. Tuy nhiên, cũng có hạn chế là áp lực trả nợ, VND có thể bị phá giá khi đó nợ quy đổi sẽ tăng cao. Việt Nam cần nguồn lực con
22IMF cảnh báo thâm hụt ngân sách của Việt Nam, 16/6/2010 tại http://bee.net.vn/channel/2043/201006/IMF-canh-bao- tham-hut-ngan-sach-cua-Viet-Nam-1756103/
người và vốn cao hơn nữa để cạnh tranh trên thị trường thế giới với các sản phẩm có giá trị gia tăng cao hơn, ví dụ như sản phẩm điện tử.
Hình2.27 Quan hệ giữa thâm hụt thương mại và nợ nước ngoài của Việt Nam giai đoạn 2002 - 2009
Nguồn: GSO và MOF
Đồng thời, Việt Nam vẫn là nền kinh tế chuyển đổi có thu nhập tương đối thấp cần phải đầu tư lớn vào cơ sở hạ tầng và con người để nâng tỷ lệ giá trị gia tăng trong dài hạn với dự kiến chỉ tiêu tăng trưởng GDP bình quân 7,5% - 8,5%/năm trong giai
đoạn 2011 - 201523. Việt Nam cần đầu tư vào bệnh viện, trường học, dạy nghề, phát
triển hành lang giao thông và dịch vụ hỗ trợ, giảm bớt chi phí dịch vụ tiện ích và viễn thơng, củng cố môi trường kinh doanh, tăng cường trình độ các trung tâm nghiên cứu phát triển. Quy mô nền kinh tế còn nhỏ nên tổng tiết kiệm trong nước cịn thấp khó có thể đủ để đáp ứng nhu cầu vốn của các dự án đầu tư này. Vì vậy, cần thu hút đầu tư nước ngoài hoặc vay nợ để có nguồn đáp ứng nhu cầu vốn của các dự án này. Quá trình này tất yếu sẽ làm cán cân vãng lai bị thâm hụt nói chung và cán cân thương mại nói riêng.
Cán cân thương mại về cơ bản vẫn an tồn trong dài hạn, nếu Việt Nam có đủ khả năng tạo ra thặng dư thương mại trong tương lai để tạo ra tích luỹ dự trữ ngoại hối dùng để trả nợ nước ngoài. Muốn đảm bảo được yêu cầu này, Việt Nam sẽ phải đảm bảo thực hiện tốt các quyết định đầu tư và sử dụng khôn ngoan nguồn vốn nợ nước ngoài. Xét về các tiêu chí đánh giá nợ của IMF thì nợ nước ngồi của Việt
23 Kế hoạch 2011-2015: Dự kiến đặt chỉ tiêu tăng trưởng GDP bình quân 7,5%-8,5%, 17/5/2010 tại
Nam trong nhiều năm qua ln trong tỷ lệ an tồn (Bảng 2.13 và Bảng 2.14). Trong ngắn hạn, cán cân thương mại sẽ trở nên không an tồn nếu Việt Nam rơi vào tình trạng mất khả năng thanh toán các khoản nợ hay không đủ ngoại tệ để thanh toán cho hoạt động nhập khẩu vì dự trữ quốc tế có thể rơi xuống mức quá thấp. Mức dự trữ ngoại tệ được coi là thấp khi chỉ đủ 3 tháng nhập khẩu. Tuy nhiên “đại diện Ngân hàng Nhà nước cho biết dự trữ ngoại hối Việt Nam hiện đạt gần 9 tuần nhập khẩu, đến cuối năm 2010 sẽ phục hồi về mức tiêu chuẩn quốc tế là 12 tuần nhập khẩu”24.
Bảng 2.13 Tiêu chí đánh giá nợ của IMF và các tính tốn cho Việt Nam25 Tiêu chí đánh giá Khơng bền vững Trung bình Bền vững 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 Đánh giá Nợ/GNI 50 40 30 42 39 39 41 41 38 38 37 Trung bình Nợ/Xuất khẩu 200 150 100 89 81 80 79 68 59 62 63 vữngBền Dịch vụ nợ/Xuất khẩu 25 20 15 9 8 7 4 3 3 4 4 Bền vững Nợ/Thu ngân sách 300 250 200 210 186 172 161 145 143 145 147 vữngBền Dịch vụ nợ/Thu ngân sách 35 30 25 21 17 15 7 6 7 7 8 vữngBền
Bảng 2.14 Các chỉ tiêu về giám sát nợ nước ngoài
Chỉ tiêu 2005 2006 2007 2008 2009
Tổng số dư nợ nước ngoài so với GDP (%) 32.2 31.4 32.5 29.8 39
Nợ nước ngồi khu vực cơng so GDP (%) 27.8 26.7 28.2 25.1 39.3
Nghĩa vụ trả nợ so với xuất khẩu hàng hóa
dịch vụ (%) 4.8 4 3.8 3.3 4.2
Nghĩa vụ trả nợ so với thu NSNN (%) 4.1 3.7 3.6 3.5 5.1
Dự trữ ngoại hối so tổng dự nợ ngắn hạn
(%) 4075 6380 10177 2808 290
Nghĩa vụ nợ dự phịng của chính phủ so
với thu NSNN (%) 5.2 4.5 4.6 4.7 4.3
Nguồn: Bản tin nợ nước ngồi số 5, Bộ Tài Chính
24Dự trữ ngoại hối của Việt Nam đang tăng lên, ngày 16/6/2010 tại http://atpvietnam.com/vn/thongtinnganh/56223/index.aspx 25
Khảo sát tính bền vững của nợ nước ngồi và ý nghĩa đóng góp đối với tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam, 6/5/2009, http://www.vneconomist.net/forums/viewtopic.php?f=24&t=222
2.4 Phân tích thực nghiệm ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1999 - 2010
2.4.1 Mơ hình nghiên cứu
Trong nghiên cứu của mình lần này, tác giả thực hiện mơ hình tương tự như Nusrate Aziz đã thực hiện khi nghiên cứu về các cân thương mại Bangladesh. Theo đó, đầu tiên cán cân thương mại Việt Nam (TB) được giả định chịu ảnh hưởng của 3 yếu tố cơ bản chính là tỷ giá hối đoái thực đa phương (REER), thu nhập quốc gia thực (GDPvn) và thu nhập quốc gia thực của các đối tác thương mại (GDPw). Khi đó, mơ hình nghiên cứu được thể hiện:
LnTBt = β0 + 1LnREERt + 2LnGDPvnt + 3LnGDPwt + εt (*)
Sau đó mơ hình được mở rộng với một số yếu tố vĩ mô khác như lạm phát trong nước (CPIvn), lạm phát thế giới (CPI trung bình của các đối tác thương mại trong rổ tiền tệ xác định REER (CPIw)), quy mơ vốn đầu tư nước ngồi ròng (FDI)
Ln(TB)t = β0+ β1lnREERt+ β2lnGDPvnt + β3lnGDPwt + β4LnCPIwt
+ β5LnCPIvnt + β6LnFDIt + εt (**)
Các đối tác thương mại được lựa chọn trong nghiên cứu này bao gồm: Singapore, Thái Lan, Nhật, Mỹ, Trung Quốc, Hàn Quốc, Hồng Kông, Úc và Đức.
Như quan điểm lý thuyết đã trình bày, cán cân thương mại sẽ thâm hụt khi thu nhập quốc dân thực gia tăng và thặng dư khi thu nhập thực tế của các đối tác thương mại
tăng và ngược lại. Trong trường hợp đó, có thể mong đợi β2 <0 và β3> 0. Tuy nhiên,
nhập khẩu có thể giảm vì tăng thu nhập quốc dân thực tế. Nếu thu nhập tăng do tăng sản xuất hàng hóa thay thế nhập khẩu, và trong trường hợp đó, tác giả mong đợi β2>0 và β3<0. Ảnh hưởng của các biến tỷ giá thực, CPIvn, CPIw và FDI trong cán cân thương mại là chưa rõ ràng. Đối với β1, β4, β5, β6 thì có thể là tích cực hay tiêu cực.
2.4.2 Dữ liệu nghiên cứu và phương pháp thực nghiệm
Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý từ Quý 1 năm 1999 đến Quý 1 năm 2010. 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).
Để đo lường các nhân tố tác động đến cán cân thương mại trong mơ hình thực nghiệm, tác giả thực hiện theo các bước sau:
· 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) và Johansen (1990) 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
2.4.3.1Kiểm 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 LnTB, LnREER, LnGDPw và LnGDPvn, LnCPIvn, LnCPIw và LnFDI là chuỗi thời gian không dừng (không xu hướng) I(0) và chuỗi dừng I(1).
Bảng 2.15 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
ADF 1% level 5% level 10% level Kết quả
LnTB -3.245 -3.597 -2.933 -2.605 không dừng mức 1% LnREER -1.336 -3.592 -2.931 -2.604 không dừng LnGDPw -0.219 -3.589 -2.930 -2.603 không dừng LnGDPvn 0.303 -3.627 -2.946 -2.612 không dừng LnCPIw 0.417 -3.597 -2.933 -2.605 không dừng LnCPIvn 1.928 -3.610 -2.939 -2.608 không dừng LnFDI -4.574 -3.589 -2.930 -2.603 dừng KPSS LnTB 0.695 0.739 0.463 0.347 không dừng mức 5%, 10% LnREER 0.457 0.739 0.463 0.347 không dừng mức 5%, 10% LnGDPw 0.829 0.739 0.463 0.347 không dừng LnGDPvn 0.542 0.739 0.463 0.347 không dừng mức 5%, 10% LnCPIw 0.836 0.739 0.463 0.347 không dừng LnCPIvn 0.783 0.739 0.463 0.347 không dừng LnFDI 0.546 0.739 0.463 0.347 không dừng mức 5%, 10% ADF 6LnTB -5.223 -3.61 -2.939 -2.608 dừng 6LnREER -4.447 -3.592 -2.931 -2.604 dừng 6LnGDPw -6.476 -3.592 -2.931 -2.604 dừng 6LnGDPvn -0.408 -3.627 -2.946 -2.612 không dừng 6LnCPIw -5.108 -3.597 -2.933 -2.605 dừng 6LnCPIvn -1.384 -3.639 -2.951 -2.614 không dừng 6LnFDI -7.618 -3.601 -2.935 -2.606 dừng KPSS 6LnTB 0.2381 0.739 0.463 0.347 dừng 6LnREER 0.2035 0.739 0.463 0.347 dừng 6LnGDPw 0.0856 0.739 0.463 0.347 dừng 6LnGDPvn 0.3472 0.739 0.463 0.347 dừng mức 5% 6LnCPIw 0.1584 0.739 0.463 0.347 dừng 6LnCPIvn 0.6383 0.739 0.463 0.347 dừng mức 1% 6LnFDI 0.1482 0.739 0.463 0.347 dừng
2.4.3.2 Kết quả phân tích hồi quy ban đầu
Đầu tiên cán cân thương mại Việt Nam (TB) được giả định chịu ảnh hưởng của 3 yếu tố cơ bản chính là tỷ giá hối đoái thực đa phương (REER), thu nhập quốc gia thực (GDPvn) và thu nhập quốc gia thực của các đối tác thương mại (GDPw).
Mơ hình ban đầu: LnTBt = β0 + β1lnREER t+ β2lnGDPvnt + β3lnGDPwt + εt (1)
Kết quả mơ hình hồi quy26 như sau:
LnTBt =12.5657 – 0.3902lnREERt - 0.1014lnGDPvnt - 1.0594lnGDPwt + εt (2)
R2 = 0,4440 Adjusted R2 = 0.4033 DW = 1.24
Thực hiện kiểm định ràng buộc tuyến tính các hệ số trong mơ hình (kiểm định Wald) ở mức ý nghĩa 5% tác giả nhận thấy:
· Giả thuyết các hệ số hồi quy tuyến tính cùng đồng thời bằng khơng là khơng
tồn tại;
· Chấp nhận giả thuyết hệ số β1 =0 và β2 = 0 và β3 0.
Như vậy, khả năng giải thích của mơ hình chưa được như mong muốn và có khả
năng biến LnTBt chỉ có ý nghĩa tương quan với biến lnGDPwt nhưng theo lý thuyết
và phân tích ở phần trên REER là yếu tố tác động mạnh đến cán cân thương mại, vì vậy, có khả năng mơ hình đã bỏ sót các biến quan trọng khác. Nghĩa là trong thực tế cán cân thương mại Việt Nam không những phải chịu ảnh chủ yếu từ tỷ giá thực đa phương, thu nhập quốc dân thực của các đối tác thương mại và thu nhập quốc dân thực của Việt Nam mà còn chịu ảnh hưởng của nhiều nhân tố khác như chỉ số lạm phát, quy mơ vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi, quy mô vốn đầu tư tư nội địa,… Như vậy, mơ hình ban đầu cần mở rộng thêm với một số biến CPIvn, CPIw và FDI. Để xác thực điều này, tác giả tiến hành kiểm định khả năng bỏ sót biến quan trọng của mơ hình (1) với các biến đưa vào là chỉ số CPI bình quân của các đối tác thương 26
mại (LnCPIw), chỉ số CPI của Việt Nam (LnCPIvn) và biến đầu tư trực tiếp ròng của Việt Nam (LnFDI).
Kết quả kiểm định LR với mức ý nghĩa = 5% thì F-statistic = 5.146015
Probability = 0.004385 < = 5%. Kết quả này cho thấy các biến LnCPIw, LnCPIvn và LnFDI đã bị bỏ sót vì những biến này đóng một vai trị quan trọng trong việc xác định giá trị của biến LnTB.
Từ nhận định trên, tác giả tiến hành bổ sung các biến bị bỏ sót vào mơ hình (1) để đưa ra mơ hình phù hợp hơn.
Mơ hình mới như sau:
LnTBt = β0+ β1lnREERt+ β2lnGDPvnt + β3lnGDPwt + β4LnCPIwt
+ β5LnCPIvnt + β6LnFDIt + εt (3)
2.4.3.3 Phân tích cân bằng dài hạn – Phân tích đồng liên kế
Hồi quy đồng liên kết theo phương pháp phân tích phần dư (εt) hai bước của Engle-Granger
Bước 1 Hồi quy phương trình (3) Kết quả hồi quy27
LnTBt = 0.1445 – 2.1544LnREERt – 0.1075LnGDPvnt + 1.3075LnGDPwt
+ 1.1695LnCPIwt – 1.6146LnCPIvnt – 0.0771LnFDIt + εt (4)
R2 = 0.6046 Adjusted R2 = 0.5422 DW = 1.84
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.
27
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 6.688825 (5, 38) 0.0001
Chi-square 33.44413 5 0.0000
Cũng với mức ý nghĩa = 5% khi xem xét khả năng xác suất p (Prob) tác giả nhận
thấy các biến LnGDPw, LnGDPvn, LnCPIw khơng có ý nghĩa đối với mơ hình (4). Như vậy về mặt thống kê, khơng giống với các nghiên cứu ở các quốc gia khác trên Thế giới thu nhập quốc dân thực có ảnh hưởng quan trọng đối với cán cân thương
mại. Ở Việt Nam thu nhập quốc dân thực và CPI của thế giới, thu nhập quốc dân
thực của Việt Nam có thể khơng chắc chắn ảnh hưởng đến cán cân thương mại trong dài hạn, có thể chỉ là sự ngẫu nhiên. Tuy nhiên, trên lý thuyết thu nhập quốc
dân của đối tác thương mại và thu nhập quốc dân trong nước là hai nhân tố có ảnh hưởng quan trọng đến cán cân thương mại Việt Nam. Vì vậy tác giả vẫn quyết định giữ lại các biến này trong mô hình.
Bước 2 Kiểm tra phần dư
εt = LnTBt - 0.1445 + 2.1544LnREER t + 0.1075LnGDPvnt - 1.3075LnGDPwt
- 1.1695LnCPIwt + 1.6146LnCPIvnt + 0.0771LnFDIt (5)
Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:
Augmented Dickey-Fuller test statistic
t-Statistic Prob.*
-6.270714 0.0000
Test critical values: 1% level -3.588509
5% level -2.929734
10% level -2.603064
*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 nên kết luận phần dư là chuỗi dừng.
Như vậy, việc phần dư là một chuỗi dừng khẳng định các biến trong mơ hình (4) 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:
R2 = 0.6046 cho biết mơ hình giải thích được 60.46% sự phụ thuộc của cán cân
thương mại vào tỷ giá hối đoái thực đa phương, thu nhập quốc dân thực và chỉ số giá tiêu dùng của đối tác thương mại và thu nhập thực, chỉ số giá trong nước, quy mô vốn đầu tư nước ngoài trực tiếp. DW = 1.84 cho thấy mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).
Cán cân thương mại đồng biến với thu nhập quốc dân thực và chỉ số giá tiêu dùng của đối tác thương mại, nghịch biến với tỷ giá hối đoái thực đa phương và thu nhập quốc dân thực, chỉ số giá tiêu dùngvà quy mô vốn FDI trong nước.
· Khi tỷ giá hối đoái thực đa phương tăng 1% thì cán cân thương mại giảm
2.1544%;
· Khi thu nhập quốc dân thực trong nước tăng 1% thì cán cân thương mại giảm
0.1075%;
· Khi thu nhập quốc dân thực của đối tác thương mại tăng 1% thì cán cân
thương mại tăng 1.3075%;
· Khi chỉ số giá tiêu dùng của đối tác thương mại tăng 1% thì cán cân thương