Nguồn: IMF (http://elibrary-data.imf.org/ViewData.aspx?qb=c4cb077a5cb4b074 db079 792cbcf6 372), WB (http://data.worldbank.org/country/vietnam)
Hình 4.1. cho thấy giữa cán cân thương mại và chi tiêu có mối quan hệ nghịch chiều khi nhu cầu chi tiêu gia tăng thì cán cân thương mại ngày càng xấu đi. Sau giai đoạn khủng hoảng kinh tế tồn cầu chính phủ đã sử dụng tới các gói kích cầu để kích thích tiêu dùng bằng chứng là F (gồm chi tiêu khu vực hộ gia đình và chi tiêu của chính phủ) tăng mạnh và cán cân thương mại cũng thâm hụt mạnh, hậu quả của giai đoạn này là lạm phát tăng cao đỉnh điểm là cuối năm 2010 tỷ lệ lạm phát là 11.75%. Một sự cải thiện trong cán cân thương mại giai đoạn 2010- 2013, đặc biệt 8 tháng đầu năm 2013 có một sự thặng dư trong cán cân thương mại 0,36 tỷ USD nguyên nhân của sự thặng dư này đến từ sự đình truệ trong sản xuất nên nhu cầu nhập khẩu giảm đặc biệt nguyên vật liệu phục cho sản xuất trong khi đó Việt Nam lại xuất khẩu những mặt hàng thiết yếu như: Gạo, thủy hải sản,.… những mặt hàng này vẫn ổn định về mặt xuất khẩu nên cán cân
thương mại được cải thiện trong giai đoạn này. Tuy nhiên việc cải thiện này lại khơng mang đến tính bền vững trong hoạt động xuất nhập khẩu.
Một cách tiếp cận khác để giải thích cho vấn đề thâm hụt cán cân thương mại của Việt Nam là đầu tư- tiết kiệm. Về phương diện lý thuyết thì cán cân thương mại phản ánh chênh lệch giữa tiết kiệm và đầu tư trong nước-tiết kiệm ròng của một quốc gia. Tiết kiệm ròng quốc gia cân bằng với tiết kiệm rịng của chính phủ (cán cân ngân sách) và chêch lệch đầu tư và tiết kiệm khu vực tư nhân. Như vậy, nếu một quốc gia có thâm hụt thương mại thì đó là sự phản ánh của tiết kiệm ròng mang dấu âm (tức tỷ lệ đầu tư nhiều hơn tỷ lệ tiết kiệm).
Hình 4.2- Thâm hụt thương mại, chênh lệch đầu tư-tiết kiệm, thâm hụt ngân sách Nguồn: IMF(http://elibrary-data.imf.org/ViewData.aspx?qb=c4cb077a5cb4b074
db0
79792cbcf6372) , WB (http://data.worldbank.org/country/vietnam), Tổng
cục thống kê (http://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=413&thangtk=09/2012) Hình 4.2. cho thấy chênh lệch đầu tư – tiết kiệm của nền kinh tế trong giai đoạn sau đổi mới 1996-1997 song song với nó là tình trạng thâm hụt thương mại cũng nhiều hơn. Sang giai đoạn sau khi mà nền kinh tế ngày càng hội nhập sâu hơn trong nền kinh tế toàn cầu và phục vụ cho mục tiêu tăng trưởng kinh tế thì chênh
lệch giữa tiết kiệm và đầu tư đã tăng mạnh và đỉnh là năm 2007 và đi kèm là mức thâm hụt thương mại cũng gia tăng tương ứng. Tuy nhiên nếu xét về tỷ lệ tiết kiệm trên GDP bảng 4.1 cho thấy tỷ lệ tiết kiệm của Việt Nam là thuộc dạng cao. Vậy nguyên nhân là tỷ lệ đầu tư quá cao dẫn đến tỷ lệ tiết kiệm rịng âm. Tình trạng thâm hụt ngân sách kéo dài để phục vụ cho việc đầu tư đặc biệt là đầu tư công, tuy nhiên đầu tư không hiệu quả và dàn trải nên sản lượng của nền kinh tế không tăng tương ứng với việc nhập khẩu máy móc, cơng nghệ, ngun liệu phục vụ cho tăng trưởng nên tình trạng thâm hụt thương mại ln kéo dài và dẫn đến những bất ổn trong kinh tế vĩ mơ. Hình 4.1 cho ta thấy có một sự tương quan thuận chiều giữa thâm hụt cán cân thương mại và thâm hụt ngân sách. Như vậy có thể coi thâm hụt ngân sách như là một nguyên nhân trong thâm hụt thương mại và điều này cũng đã được khẳng định trong các nghiên cứu Saleh (2003) và Ziesemer (2005).
Bảng 4.1- Tỷ lệ tiết kiệm trung bình giai đoạn 2000-2011 các nước Đơng Nam Á.
Việt Nam Thái Lan Singapore Malaysia Indonesia
Tiết kiệm/GDP 32.3 29.7 43.0 35.5 26.6
Nguồn: WB (http://data.worldbank.org/country/vietnam)
4.1.2. Phân tích biến tỷ giá hối đối, lạm phát và cán cân thương mại
Với tình trạng thâm hụt thương mại thường xun thì có nhiều quan điểm cho rằng Việt Nam nên theo đuổi chính sách định giá thấp tiền đồng để khuyến khích xuất khẩu hạn chế nhập khẩu. Vậy việc nỗ lực theo đuổi chính sách này đã góp phần cải thiện cán cân thương mại như thế nào? Về lý thuyết thì điều hành chính sách tỷ giá sẽ tác động đến tỷ giá thực- năng lực cạnh tranh về giá của hàng hoá
250.00 2,000 0 200.00 -2,000 150.00 -4,000 100.00 -6,000
Cán cân thương mại (Tr.USD) Tỷ giá danh nghĩa hiệu lực Tỷ giá thực hiệu lực
50.00 -8,000
0.00 -10,000
trong nước- vẫn được xem là một nguyên nhân tác động đến cán cân thương mại quốc tế.
Hình 4.3-Diễn biến tỷ giá và cán cân thương mại Việt Nam năm 1996-2012. Nguồn: IMF (http://elibrary-data.imf.org/ViewData.aspx?qb=c4cb077a5cb4b0
74db07 9792cbcf6372).
Cách thức điều hành tỷ giá của Việt Nam là giữ nguyên tỷ giá liên ngân hàng một thời gian dài và đột ngột điều chỉnh với mức độ không lớn thực ra việc này đã làm đồng tiền ln được định giá cao. Hình 4.3 cho thấy tỷ giá có xu hướng ổn định trong giai đoạn trước 2005 và có hỗ trợ cho việc cải thiện cán cân thương mại. Tuy nhiên sau giai đoạn 2005 đến nay khi mà lạm phát bắt đầu tăng trở lại thì việc điều hành tỷ giá này đã khiến tỷ giá thực ngày càng rời xa tỷ giá danh nghĩa và tiền đồng bị định giá cao, hàng hoá Việt Nam bị mất khả năng cạnh tranh trên thị trường và thâm thụt thương mại ngày càng tăng. Như vậy làm cho chúng ta có một nghi ngờ rằng việc thay đổi mạnh tỷ giá danh nghĩa (ngày 11/2/2011 tăng 9.3% ) làm tăng tỷ giá thực nhưng vẫn không cải thiện được cán cân thương mại? Điều này cũng có thể được giải thích là do cơ cấu xuất nhập khẩu của Việt Nam. Theo đó cơ cấu hàng xuất khẩu của Việt Nam có nhiều bất
Q 1 19 96 Q 3 19 96
cập, 70-80% đầu vào của mặt hàng xuất khẩu là nhập khẩu nên việc làm tăng tỷ giá chỉ làm tăng giá cả và kéo theo là tình trạng lạm phát và cuối cùng lại gây áp lực lên tỷ giá. Theo Hồng Đình Minh (2013) trong cơ cấu hàng xuất khẩu của Việt Nam thì dầu thơ, hàng dệt may, thủy sản và gạo chiếm tỷ trọng tương đối lớn (khoảng trên 40%) và tỷ lệ này hầu như không thay đổi qua các năm (bảng 4.2) mà giá trị xuất khẩu của các mặt hàng này chủ yếu dựa vào kết quả của hoạt động sản xuất và khả năng chiếm lĩnh thị trường quốc tế hơn là tỷ giá hối đối. Do vậy, việc giảm giá tiền đồng khơng chắc đã làm tăng khả năng cạnh tranh của hàng xuất khẩu của Việt Nam. Ngoài ra theo Dự án hỗ trợ Thương mại Đa biên giai đoạn 3 (Mutrap III), cho rằng hàng hố xuất khẩu của Việt Nam có giá trị gia tăng thấp trong khi đó tình trạng sản xuất hàng xuất khẩu của Việt Nam vẫn đòi hỏi phải nhập khẩu rất nhiều (trên 70%) từ bên ngồi. Từ đó ảnh hưởng rất lớn đến cán cân thương mại Việt Nam. Như vậy việc theo đuổi chính sách tỷ giá định giá thấp tiền đồng chưa hẳn đã hỗ trợ cho việc cải thiện cán cân thương mại của Việt Nam mà cịn có thể dẫn chúng ta đến vịng xoáy tỷ giá-lạm phát-tỷ giá.
Bảng 4.2.Tỷ trọng các mặt hàng xuất khẩu chủ yếu của Việt Nam 2005-2012
Ngành 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 Thuỷ sản 8.50 8.49 7.84 7.25 7.45 6.95 7.21 7.22 Gạo 4.34 3.30 3.00 4.61 4.67 4.50 4.87 5.12 Dầu thô 22.92 21.02 17.52 16.61 10.85 6.87 8.32 9.21 Cao Su 2.44 3.21 2.89 2.54 2.15 3.31 3.51 3.61 Gỗ và sản phẩm gỗ 4.71 4.81 4.89 4.42 4.55 4.76 5.21 5.63 Dệt may 14.91 14.65 16.09 14.48 15.88 15.53 16.43 17.03 Giày dép 9.32 8.98 8.19 7.47 7.12 7.10 8.63 9.12 Điện tử, máy tính 4.47 4.47 4.50 4.30 4.84 4.97 5.24 6.35
Nguồn: Tổng cục thống kê (http://www.gso.gov.vn/default.aspx?
2,000.00 0.00 -2,000.00 -4,000.00 -6,000.00 -8,000.00 -10,000.00 25000 20000 15000 10000 VN Index
Cán cân thương mại (Tr.USD)
USDVND 5000
0
4.1.3.Phân tích biến dịng vốn gián tiếp và cán cân thương mại
Trong phạm vi nghiên cứu, đề tài chỉ đề cập đến tác động của dòng vốn gián tiếp đến cán cân thương mại Việt Nam mà đại diện là chỉ số VN-Index. Hình 4.4. trước giai đoạn năm 2006 thì hầu như khơng có mối quan hệ rõ ràng giữa thâm thụt cán cân thương mại và thị trường chứng khoán nguyên nhân chính là do thị trường mới đi vào hoạt động tuy nhiên bắt đầu tư năm 2006 khi thị trường chứng khốn Việt Nam “bùng nổ” thì có một sự tăng mạnh trong dòng vốn gián tiếp đặc biệt năm 2006-2008 là giai đoạn mà thị trường chứng khoán đạt cao nhất đặc biệt năm 2007 đạt 5 tỷ USD gây áp lực lên tỷ giá- tuy nhiên do cách điều hành tỷ giá neo theo USD và ít thay đổi nên tiền đồng đã bị định giá cao hơn và làm cho hàng hoá Việt Nam mất sức cạnh tranh trên thị trường và kết quả là cán cân thương mại khơng được cải thiện. Hình 4.4 cho thấy có một mối quan hệ nghịch chiều giữa cán cân thương mại của Việt Nam và chỉ số VN-Index trong giai đoạn 2007-2008. Mối quan hệ này cũng được tìm thấy trong nghiên cứu của Fratzcher và cơng sự (2010).
Hình 4.4-Cán cân thương mại, tỷ giá danh nghĩa USDVND và chỉ số VN-Index.
Nguồn: HOSE (http://stockboard.sbsc.com.vn/apps/StockBoard /SBSC/HOS E.html), IMF (http://elibrary-data.imf.org/ViewData.aspx?qb=c4cb077 a5cb4 b074db07
9792cbcf6372) Q 3 20 00 Q 1 20 01
Các giai đoạn sau hầu như khơng có mối quan hệ rõ ràng giữa chỉ số VN-Index và cán cân thương mại bằng chứng là trong giai đoạn 2010-2012 thì cán cân thương mại có một sự cải thiện trong khi đó thì thị trường chứng khốn gần như đi ngang khơng có những biến động mạnh.
4.1.4. Phân tích chính sách tiền tệ (lãi suất) và cán cân thương mại
Hình 4.5.Lãi suất và cán cân thương mại Việt Nam
Nguồn: IMF (http://elibrary-data.imf.org/ViewData.aspx?qb=c4cb077a5cb4b
074db07 9792cbcf6372)
Hình 4.5. Cho thấy có một mối tương quan thuận chiều giữa lãi suất và cán cân thương mại khi lãi suất tăng thì cán cân thương mại giảm bớt thâm hụt ngoại trừ giai đoạn 2011-2012 nguyên nhân của việc khác biệt trong giai đoạn này là do chủ trương Ngân hàng nhà nước là giảm lãi suất để hổ trợ cho hoạt động sản xuất kinh doanh đang bị đình trệ. Ở một khía cạnh khác do ảnh hưởng của khủng hoảng tài chính tồn cầu nên nhu cầu đầu tư sản xuất trong nước sụt giảm nên nhu cầu về nhập khẩu máy móc, nguyên vật liệu cũng sụt giảm nên điều này góp phần trong việc cải thiện trong cán cân thương mại, tổng hòa hai nguyên nhân này đưa đến một sự di chuyển ngược chiều giữa lãi suất và cán cân thương mại trong giai đoạn từ sau năm 2012 đến nay.
4.2.Phân tích dữ liệu và kết quả nghiên
cứu 4.2.1.Kiểm định tính dừng
Trong phần này đề tài sẽ sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu nghiên cứu, mức ý nghĩa đề tài chọn làm cơ sở cho việc chấp nhận hay bác bỏ giả thuyết H0 là 1%. Và mức ý nghĩa này đề tài sẽ sử dụng trong q trình thực hiện các kiểm định tính dừng của các biến trong mơ hình.
Bảng 4.3a thể hiện kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu nghiên cứu
(chi tiết kết quả kiểm định được thể hiện trong phụ lục 5). Kết quả cho thấy với
hồi quy chặn, khơng có xu thế thì tất cả các biến đều khơng dừng ở chuỗi gốc ngoại trừ biến TB là dừng ngay tại chuỗi gốc I(0) ở mức ý nghĩa 1%.
Bảng 4.3a- Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu gốc.
Biến C-C* P-P* i-i* REER q-q* TB
Giá trị thống kê t -0.2970 -1.1026 -2.5889 -0.1313 -2.0835 -4.2945
t-1% -3.5482 -3.5482 -3.5482 -3.5482 -3.5482 -3.5482
t-5% -2.9126 -2.9126 -2.9126 -2.9126 -2.9126 -2.9126
t-10% -2.5940 -2.5940 -2.5940 -2.5940 -2.5940 -2.5940
Tính dừng Khơng Khơng Khơng Khơng Khơng Dừng
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews.
Bảng 4.3b- Kiểm định tính dừng của chuỗi dự liệu sau khi xử lý sai phân
Biến C-C* P-P* i-i* REER q-q*
Giá trị thống kê t -3.3520 -5.5424 -5.2556 -3.7195 -4.5548 t-1% -3.5482 -3.5482 -3.5482 -3.5482 -3.5482 t-5% -2.9126 -2.9126 -2.9126 -2.9126 -2.9126 t-10% -2.5940 -2.5940 -2.5940 -2.5940 -2.5940 Tí nh dừng Khơng Dừng Dừng Dừng Dừng Giá trị thống kê t -4.0922 Tí nh dừng Dừng
Với các biến khơng dừng thì đề tài thực hiện lấy sai phân và sau đó kiểm định lại tính dừng của chuỗi dữ liệu. Bảng 4.3b Cho thấy các biến đều dừng ở sai phân bậc 1 hay I(1) với mức ý nghĩa 1%, tuy nhiên biến chi tiêu (C-C*) lại chưa dừng ở mức ý nghĩa 1%, chỉ dừng ở mức ý nghĩa 5% nên để đảm bảo tính thống nhất trong chuỗi dữ liệu đề tài tiếp tục lấy sai phân bậc 2 của chuỗi C-C* và kiểm định lại tính dừng, kết quả cho thấy với giá trị thống kê t bằng -4.0922 thì chuỗi C-C* là dừng ở sai phân bậc hai với mức ý nghĩa 1%.
4.2.2.Xác định độ trễ tối đa và độ trễ cần loại bỏ trong mơ hình
Xác định độ trễ tối đa và độ trễ cần loại bỏ của mơ hình VAR:
Bảng 4.4-Độ trễ tối đa của mơ hình VAR cơ bản.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews.
Bảng 4.4 cho thấy theo tiêu chuẩn LR, FPE và AIC tương ứng giá trị có đánh dấu* lần lượt là 53.70952* , 141.7328* và 19.06762* thì độ trễ thích hợp của mơ hình là 3. Cịn theo tiêu chuẩn SC và HQ tương ứng giá trị có đánh dấu* lần lượt là 20.89112* và 20.15463* thì độ trễ thích hợp của mơ hình là 1, tuy nhiên độ trễ theo tiêu chuẩn SC và HQ thì khơng đủ để đánh giá tác động của các cú sốc được lượng hố trong mơ hình bằng hàm phản ứng thúc đẩy IRF theo Nguyễn Phi Lân
(2011). Do đó độ trễ tối đa của mơ hình là 3 là độ trễ được chọn và đảm bảo cho việc lượng hóa các cú sốc trong mơ hình bằng hàm phản ứng thúc đẩy IRF.
Xác định độ trễ cần loại bỏ trong mơ hình
Nhằm tránh trường hợp có một độ trễ nào đó trong mơ hình mà tại đó hệ số của các biến đồng thời bằng khơng. Kiểm định này chỉ nhằm cũng cố thêm cho việc lựa chọn độ trễ của mơ hình được chính xác.
Bảng 4.5. Kiểm định độ trễ cần loại bỏ ở các độ trễ.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phân mềm Eviews.
Bảng 4.5 (cột Joint) với các giá trị P-value được thể hiện ở các độ trễ 1, 2, 3,4,5 lần lượt là 0.0000, 0.00000138, 0.0000337, 0.8025 và 0.2450 cho thấy ở độ trễ từ 1 đến 3 thì hệ số các biến trong mơ hình là khơng đồng thời bằng khơng, nên khơng có độ trễ nào bị loại bỏ tuy nhiên với độ trễ 4 và 5 thì giả thiết hệ số các
biến trong mơ hình đồng thời bằng khơng được chấp nhận ở mức ý nghĩa 10% nên độ trễ 3 là độ trễ được chọn để ước lượng và thực hiện các phân tích tích tiếp theo của mơ hình VAR.
4.2.3.Kiểm định nhân quả Granger.
Trong phần này đề tài sẽ sử dụng kiểm định nhân quả Granger để xem xét mối quan hệ về mặt thống kê giữa các biến nghiên cứu với độ trễ là 3.
Bảng 4.6. Kết quả kiểm định nhân quả Granger của mơ hình VAR cơ bản
VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Date: 10/01/13 Time: 12:56
Sample: 1996Q1 2012Q4 Included observations: 63
Dependent variable:C-C* Dependent variable: REER
Excluded Chi-sq df Prob. Excluded Chi-sq df Prob.
P-P* 1.47288 3 0.6885 C-C* 2.848507 3 0.4156 i-i* 8.949352 3 0.03 P-P* 4.316766 3 0.2292 REER 2.06821 3 0.5584 i-i* 8.447936 3 0.0376 TB 2.400292 3 0.4936 TB 4.521718 3 0.2104
All 23.88124 12 0.0211** All 23.59942 12 0.023** Dependent variable: P-P* Dependent variable: i-i*