2. Phá giá nội tệ của Việt Nam năm 2011
2.3.Đánh giá ảnh hưởng của các nhân tố đến xuất khẩu ròng của Việt Nam bằng mô hình kinh tế
mô hình kinh tế lượng.
2.3.1. Xây dựng mô hình
Hầu hết các mô hình đều nghiên cứu tác động trực tiếp của phá giá nội tệ lên trạng thái CCTM và gián tiếp xem tác động trực tiếp tới thu nhập trong nước, thu nhập nước ngoài và tính tỷ giá thực. Do vậy, nhóm nghiên cứu lựa chọn mô hình Bahmani – Oskooee và Brooks(1998), được biểu diễn bằng phương trình dưới đây:
𝑳𝒐𝒈𝑻𝑩I,t = 𝜶 + 𝜷𝑳𝒐𝒈𝒀JP,t + 𝜸𝑳𝒐𝒈𝒀W,t + 𝝀𝑳𝒐𝒈𝑹𝑬𝑿t+ 𝜺t (1.3.1)
Trong đó:
t: Thời điểm đang nghiên cứu.
TB: Đo lường CCTM tổng thể giữa Việt Nam với các đối tác thương mại. Do mô hình phân tích mối quan hệ tuyến tính, nên TB được đo bằng chênh lệch giữa kim ngạch xuất
57
khẩu của Việt Nam với các đối tác và kim ngạch nhập khẩu của Việt Nam với các đối tác.
YJP: Thu nhập của Việt Nam.
YW: Thu nhập của thế giới (lấy đại diện là thu nhập của Mỹ). REX: Tỷ giá thực USD/VND.
ɛ: Độ nhiễu của mô hình.
β: Thể hiện trạng thái CCTM phụ thuộc vào thu nhập của Việt Nam. Nếu thu nhập của Việt Nam tăng thêm, kèm theo là nhập khẩu của Việt Nam từ các đối tác tăng lên, thì β nhận giá trị âm và ngược lại. Tuy nhiên, có trường hợp ngoại lệ, đó là khi thu nhập của Nhật Bản tăng lên và giá trị hàng hóa sản xuất trong nước thay thế nhập khẩu cũng tăng (Bahmani – Oskooee, 1986) thì nhập khẩu của Nhật Bản lại giảm.
γ: Lý luận tương tự, thấy rằng nếu thu nhập của các đối tác thương mại tăng lên, có nghĩa là người dân ở các nước đối tác thương mại nhập khẩu nhiều hơn từ Việt Nam, đồng nghĩa với việc Việt Nam xuất khẩu nhiều hơn sang các nước đối tác thương mại, thì
γ nhận giá trị dương và ngược lại.
λ: Cho biết trạng thái CCTM Việt Nam phụ thuộc vào tỷ giá thực USD/VND. Nếu VND giảm giá so với USD có tác dụng cải thiện CCTM tổng thể thì chúng ta kỳ vọng λ nhận giá trị dương và ngược lại.
Nếu sử dụng mô hình (1.3.1), chúng ta chỉ có thể kiểm chứng tác động đồng thời của các biến nằm bên phải mô hình tới biến phụ thuộc TB trong dài hạn. Song mục tiêu nghiên cứu cũng xem xét liệu VND giảm giá có tác động lên CCTM tổng thể của Việt Nam với các nước đối tác trong ngắn hạn. Để sử dụng mô hình kinh tế lượng và các dãy số thời gian, chúng ta thay thế mô hình (1.3.1) bằng mô hình (1.3.2) (Peasaran et al 2001):
𝚫𝑳𝒐𝒈𝑻𝑩𝒕 = 𝜶 + ∑ 𝝎𝒌Δ 𝒏 𝒌=𝟏 𝑳𝒐𝒈𝑻𝑩𝒕−𝒌+ ∑ 𝜷𝒌 𝑳𝒐𝒈𝒀𝑽𝑵,𝒕−𝒌 𝒏 𝒌=𝟏 + ∑ 𝝀𝚫𝑳𝒐𝒈𝒀𝑾,𝒕−𝒌 𝒏 𝒌=𝟏 + ∑ 𝝀𝚫𝑳𝒐𝒈𝑹𝑬𝑿𝒕−𝒌 + 𝜹𝟏𝑳𝒐𝒈𝑻𝑩𝒕−𝟏+ 𝜹𝟐𝑳𝒐𝒈𝒀𝑽𝑵,𝒕−𝟏 𝒏 𝒌=𝟏 + 𝜹𝟑𝑳𝒐𝒈𝒀𝑾,𝒕−𝟏 + 𝜹𝟒𝑳𝒐𝒈𝑹𝑬𝑿𝒕−𝟏+ 𝑼𝒕
Công thức trên (1.3.2) nếu không có biến trễ chính là mô hình VAR (Vector Autoregression). Công thức (1.3.2) có một ưu điểm lớn là cho phép chúng ta kiểm định đồng thời tác động của các biến nằm bên phải phương trình (1.3.2) lên biến phụ thuộc TB cả trong ngắn hạn và dài hạn. Ví dụ, các hệ số 𝜆𝑘 được sử dụng để giải thích tác động
58
giảm giá Việt Nam đồng lên CCTM tổng thể của Việt Nam với các nước đối tác trong ngắn hạn. Bên cạnh đó, ta cũng xem xét liệu phá giá Việt Nam đồng có tuân thủ theo đúng hiệu ứng tuyến J hay không tức là 𝜆 nhận giá trị âm với k nhỏ và nhận giá trị âm với k lớn. Dự đoán giá trị của hệ số 𝛿4 được chuẩn hóa bởi 𝛿1 cho phép giải thích tác động của phá giá thực Việt Nam đồng lên CCTM trong dài hạn.
Các số liệu được lấy theo quý từ tháng 1/1995 đến tháng 12/2013. Số liệu thu nhập của thế giới lấy số liệu của Mỹ làm đại diện.
a. Kết quả trong dài hạn
Ta có bảng kết quả đánh giá tác động của thu nhập, tỷ giá thực lên CCTM của Việt Nam trong dài hạn:
𝛼 𝛽 𝛾 𝜆
-5032,838 -0,047 -1,117 15,906
(Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu) Bảng II.5: Kết quả đánh giá tác động của thu nhập và tỷ giá thực
lên CCTM của Việt Nam trong dài hạn.
Quan sát các số liệu bảng 1 cho thấy:
-Thứ nhất, hệ số α cho biết nhu cầu nhập khẩu tự định của Việt Nam. Với mức thu nhập bằng không, với α > 0, nền kinh tế Việt Nam mong muốn nhập khẩu hàng hóa từ nước ngoài.
-Thứ hai, tác động của biến số thu nhập của Việt Nam β: Khi thu nhập của Việt Nam tăng lên, người dân Việt Nam có xu hướng tiêu dùng nhiều hàng hóa nhập khẩu hơn điều này thể hiện ở hệ số β < 0 . Điều này đúng với thực tế của Việt Nam khi nền sản xuất trong nước chưa có khả năng sản xuất hàng hóa thay thế hàng hóa nhập khẩu có chất lượng tốt hơn từ các nước đối tác thương mại. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
-Thứ ba, tác động của biến số thu nhập của các đối tác thương mại γ: Khi thu nhập của các nước đối tác thương mại tăng lên, các đối tác này có xu hướng không nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam. Điều này được giải thích bởi lý do là các thị trường các nước đối tác (các đối tác lớn như Mỹ, EU) là các thị trường tương đối khó tính và hàng hóa xuất khẩu của Việt Nam sang các thị trường này thông thường là hàng dệt may, thủy sản là những hàng hóa thông thường, thiết yếu. Đối với nhóm hàng này, nếu thu nhập của nước ngoài tăng lên ít thì họ tiêu dùng nhiều hơn nhưng khi thu nhập tăng lên đáng kể, mức chi tiêu của người nước ngoài đối với những hàng hóa này sẽ không đổi. Kết quả là CCTM sẽ có xu hướng bị xấu đi thể hiện ở việc hệ số γ < 0.
59
-Thứ tư, tác động của biến số tỷ giá thực λ: Tỷ giá thực thay đổi có tác động tích cực đến trạng thái CCTM của Việt Nam khi hệ số λ dương. Khi tỷ giá thực tăng, hàng hóa của Việt Nam trở nên rẻ tương đối so với hàng hóa trong nước của các nước đối tác.Điều này giúp cho CCTM được cải thiện. Mặt khác, hệ số λ lớn nên tác động của biến tỷ giá thực lên CCTM là đáng kể. Có một điểm đáng lưu ý là hệ số β , γ và λ ngược dấu nhau. Thu nhập của người dân Việt Nam tăng lên thì người dân Việt Nam tiêu dùng nhiều hàng hóa nhập khẩu hơn từ nước ngoài đồng thời khi thu nhập của nước ngoài tăng lên thì họ không tiêu dùng thêm hàng hóa từ Việt Nam mặc dù tác động của tỷ giá thực là dương. Vậy có thể nhận thấy rằng, theo mô hình (3.2), các tác động của biến số thu nhập trong nước và nước ngoài lên CCTM lớn hơn tác động của biến tỷ giá thực. Đây chính là câu trả lời cho câu hỏi liệu trong các yếu tố tác động đến CCTM thì chính sách tỷ giá có phải là công cụ hữu hiệu nhất và có hiệu quả ngay lập tức hay không. Câu trả lời là không. Tỷ giá thực là một công cụ hữu hiệu và tác động của nó lên CCTM trong ngắn hạn và dài hạn có thể khác nhau. Và cũng từ đây, chúng ta nhận thấy vấn đề mấu chốt trong nghiên cứu các yếu tố tác động lên CCTM của Việt Nam để đối phó với thách thức thâm hụt và tìm kiếm giải pháp cải thiện CCTM là phải nghiên cứu đồng thời nhiều yếu tố tác động và chính sách tỷ giá chỉ là một trong các yếu tố đó.
b. Kết quả trong ngắn hạn
-Xác định độ trễ tối ưu thông qua mô hình VAR
Theo kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu như bảng bên dưới, thì độ trễ 5 được đánh giá là tối ưu thông qua kết quả AIC.
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 361.8548 NA 4.07e-11 -11.739244 -14.349840 -14.76933 1 600.2345 350.1453 2.85e-15 -21.519796 -23.739244* -24.15256 2 625.1915 33.4034* 2.55e-15 -21.16519 -23.90643 -24.96282* 3 640.8411 24.8048 2.34e-15* -21.16745 -22.78153 -23.97268 4 661.6716 20.83413 2.62e-15 -21.477324 -22.57030 -23.71000 5 689.4660 15.90643 2.98e-15 -21.33986* -21.86543 -23.41492 * indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion
60
HQ: Hannan-Quinn information criterion
(Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu) Bảng II.6: Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu
-Kết quả chạy mô hình:
𝛼 𝛿1 𝛿2 𝛿3 𝛿4 -361,855 -0,501 6,989 0,291 -0,641 𝜔1 𝜔2 𝜔3 𝜔4 𝜔5 0,071 0,599 0,181 0,435 0,350 𝛽1 𝛽2 𝛽3 𝛽4 𝛽5 -13,237 -10,328 -6,477 -5,154 -2,942 𝛾1 𝛾1 𝛾3 𝛾4 𝛾5 33,403 -9,758 -13,962 -15,906 -18,565 𝜆1 𝜆2 𝜆3 𝜆4 𝜆5 0,231 -1,204 1,838 -0,905 1,362 R2 = 0,754
Vậy mô hình thu được là:
∆𝐿𝑜𝑔𝑇𝐵𝑡 = −361,855 + 0,071∆𝐿𝑜𝑔𝑇𝐵𝑡−1+ 0,599∆𝐿𝑜𝑔𝑇𝐵𝑡−2+ 0,181∆𝐿𝑜𝑔𝑇𝐵𝑡−3 + 0,435Δ𝐿𝑜𝑔𝑇𝐵𝑡−4+ 0,350Δ𝐿𝑜𝑔𝑇𝐵𝑡−5− 13,237∆𝐿𝑜𝑔𝑌𝑉𝑁,𝑡−1 − 10,328∆𝐿𝑜𝑔𝑌𝑉𝑁,𝑡−2− 6,477∆𝐿𝑜𝑔𝑌𝑉𝑁,𝑡−3− 5,154Δ𝐿𝑜𝑔𝑌𝑉𝑁,𝑡−4 − 2,942Δ𝐿𝑜𝑔𝑌𝑉𝑁,𝑡−5+ 33,403∆𝐿𝑜𝑔𝑌𝑊,𝑡−1 − 9,758∆𝐿𝑜𝑔𝑌𝑊,𝑡−2— 13,962∆𝐿𝑜𝑔𝑌𝑊,𝑡−3− 15,906Δ𝐿𝑜𝑔𝑌𝑊,𝑡−4 − 180565Δ𝐿𝑜𝑔𝑌𝑊,𝑡−5+ 0,231∆𝐿𝑜𝑔𝑅𝐸𝑋𝑡−1− 1,204∆𝐿𝑜𝑔𝑅𝐸𝑋𝑡−3 + 1,838∆𝐿𝑜𝑔𝑅𝐸𝑋𝑡−3− 0,905Δ𝐿𝑜𝑔𝑅𝐸𝑋𝑡−4+ 1,362Δ𝐿𝑜𝑔𝑅𝐸𝑋𝑋𝑡−5 − 0,501𝐿𝑜𝑔𝑇𝐵𝑡−1+ 6,989𝐿𝑜𝑔𝑌𝑉𝑁,𝑡−1 + 0,291𝐿𝑜𝑔𝑌𝑊,𝑡−1 − 0,641𝐿𝑜𝑔𝑅𝐸𝑋𝑡−1
-Ý nghĩa của mô hình:
+ R2 = 0.754 cho thấy các biến độc lập trong mô hình giải thích được 75,4% sự thay đổi của CCTM của Việt Nam, 24,6% còn lại là các yếu tố khác.
61
+ CCTM tổng thể của Việt Nam chịu tác động của giá trị CCTM của giai đoạn trước ở độ trễ 5 – tức là giá trị của 5 quý trước và tác động này là thuận chiều, CCTM ở giai đoạn trước tăng thì CCTM hiện tại cũng tăng.
+ Thu nhập của Việt Nam có tác động ngược chiều ở độ trễ là 5 đến CCTM của nước này trong giai đoạn nghiên cứu khi thu nhập của Việt Nam tăng thì CCTM lại có dấu hiệu giảm.
+ Thu nhập của các nước đối tác có tác động thuận chiều ở độ trễ là 5 đến CCTM của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.
+ Giá trị của 𝛼 nhỏ hơn 0 cho thấy xu hướng biến động giảm của CCTM của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này đã được thực tế chứng minh khi trong suốt giai đoạn từ quý 1/1995 đến quý 4/2013, CCTM của Việt Nam chủ yếu ở trạng thái thâm hụt. + Đặc biệt, các hệ số đánh giá tác động của tỷ giá thực lên CCTM của Việt Nam có giá trị nhỏ hơn 0 tại các thời điểm trước thời điểm nghiên cứu lần lượt là 2 và 4 quý (6 và 12 tháng) và có giá trị lớn hơn 0 tại các thời điểm trước thời điểm nghiên cứu 1, 3 và 5 quý (3, 9 và 15 tháng). Điều này cho thấy khi tỷ giá thực tăng (thực hiện phá giá Việt Nam tăng) thì cán cân thương mai trong ngắn hạn có thể được cải thiện, sau đó lại xấu đi và sau đó lại được cải thiện với chu kỳ 3 tháng. Hay nói cách khác là có hiện tượng tuyến S chứ không phải tuyến J đối với CCTM của Việt Nam khi phá giá Việt Nam đồng.
CHƯƠNG III:
BÀI HỌC KINH NGHIỆM CHO VIỆT NAM ĐỂ PHÁ GIÁ THÀNH CÔNG GIAI ĐOẠN 2011-2015