(mccclxxxi) (mccclxxxii) Tr ong dài hạn (mccclxxxiii) (mccclxxxiv) L nFGDP (mccclxxxv) C oef. (mccclxxxvi) L nFEX (mccclxxxvii) 4, 5674*** (mccclxxxviii) L nLAB (mccclxxxix) - 27,1733***
(mcccxc) LnREER (mcccxci) 5, 0567
(mcccxcii) LnOPEN (mcccxciii) 0, 1087
(mcccxciv) LnFDI (mcccxcv) 0,
8404**
(mcccxcvi) _cons (mcccxcvii) 1,
5442
(mcccxcviii) Nguồn: Tính tốn của tác giả, 2021 Ghi chú: * có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10%
(mcccxcix) ** có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 5%
(mcd)
(mcdi)*** có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%
(mcdii)
(mcdiii)Với kết quả xem xét tác động trong dài hạn, ta thấy các biến L.d.LnFGDP, LnFDI có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. biến LnLAB có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Cịn lại các biến LnREER, LnOPEN chưa tìm thấy sự ảnh hưởng có ý nghĩa thống kê đến tăng trưởng GDP thủy sản. Trong đó có biến LnLAB có kỳ vọng dấu ngược với giả thuyết ban đầu, các biến còn lại đều thỏa kỳ vọng dấu của giả thuyết. Nguyên nhân của việc biến LnREER và LnOPEN khơng có ý nghĩa thống kê cũng như biến LnLAB khơng đúng với kỳ vọng có thể do bản chất của dữ liệu chuỗi thời gian thường có tính nội sinh. Vì vậy chúng ta sẽ xem xét tác động của các biến này lên biến xuất khẩu thủy sản bằng mơ hình phản ứng xung ở phần dưới.
(mcdiv)Từ kết quả này, ta thấy xuất khẩu thủy sản có tác động tích cực đến tăng trưởng ngành thủy sản trong dài hạn. Trên thực tế, những năm gần đây, xuất khẩu thủy sản đóng góp phần lớn vào GDP ngành thủy sản. Từ năm 2010, Chính phủ đã định hướng phát triển ngành thủy sản theo hướng cơng nghiệp hóa, hiện đại hóa, thành một ngành sản xuất hàng hóa, có thương hiệu uy tín, có khả năng cạnh tranh cao trong hội nhập kinh tế quốc tế. Năm 2019, kim ngạch xuất khẩu thủy sản đạt 8,6 tỷ USD, xuất khẩu thủy sản đóng góp phần lớn vào GDP ngành thủy sản nói riêng và đóng góp đáng kể vào GDP ngành nơng – lâm – thủy sản nói chung (VASEP, 2020). Do ảnh hưởng của dịch bệnh covid 19, kim ngạch xuất khẩu thủy sản của Việt Nam năm 2020 giảm
4.4.5. Phân tích cú sốc (Hàm phản ứng xung)
(mcdv)
(mcdvi) Việc phân tích IRF sẽ cho thấy phản ứng của một biến khi có sự tăng lên một đơn vị phân phối chuẩn của một biến khác. Như vậy, kết quả dưới đây cho thấy phản ứng của tăng trưởng GDP ngành thủy sản khi có sự thay đổi một đơn vị phân phối chuẩn của một biến khác. Qua kết quả ở hình 4.2 cho thấy:
- Khi có một cú sốc của giá trị xuất khẩu thủy sản (LnFEX) xảy ra thì LnFGDP có phản ứng giảm ngay lập tức trong chu kỳ thứ nhất (1 quý), sau đó tăng lên ở chu kỳ thứ 2 đến thứ 6 (đạt đỉnh ở chu kỳ 4) rồi điều chỉnh dần về mức cân bằng, tăng trưởng ổn định cho đến cuối chu kì.
- Khi có một cú sốc đối với lao động đang làm việc cho nền kinh tế (LnLAB) thì FGDP có phản ứng tăng mạnh và đạt đỉnh ngay chu kỳ đầu tiên và rớt xuống sau chu kỳ thứ 2 và sau chu kỳ 3 nó tăng trở lại rồi dần điều chỉnh về mức cân bằng, tăng trưởng ổn định đến cuối chu kỳ.
- Khi có một cú sốc đối với tỷ giá hối đoái thực đa phương (REER) thì FGDP ở ngắn hạn giảm xuống ở chu kỳ 1, và tăng lên ở chu kỳ thứ 2, rồi giảm xuống đáy ở chu kỳ 5, rồi từ đó cân bằng làm cho FGDP dài hạn khơng tăng trưởng thêm nữa. Kết quả cho thấy tương đồng với đánh giá của Phan Thanh Thanh (2018) cho rằng tỷ giá REER gia tăng nhanh chóng và từ năm 2011 đến nay, tiền đồng đang được định giá quá cao. Đa phần doanh nghiệp trong nước vẫn sản xuất nhỏ lẻ và có năngsuất thấp. Nếu doanh nghiệp trong nước khơng có năng lực sản xuất hàng xuất khẩu hoặc khơng tìm được thị trường xuất khẩu, khi Chính phủ thực hiện phá giá, những cơ hội kinh doanh tốt mà Chính phủ hướng tới thơng qua phá giá sẽ bị bỏ lỡ, hoạt động xuất khẩu và cán cân thương mại chưa chắc được cải thiện.
trong khi ngành cơng nghiệp phụ trợ cịn thiếu vắng và chưa phát triển. Liên hệ thực tiễn đến ngành thủy sản thì quả thực, các ngành cơng nghiệp phụ trợ cho nuôi trồng thủy sản, chế biến thủy sản vẫn còn rất yếu, cụ thể là, sản xuất thức ăn thủy sản chủ yếu từ các doanh nghiệp FDI, và vẫn phải nhập nguyên liệu bã đậu nành, máy móc thiết bị chế biến thủy sản phải nhập khẩu. Ngồi ra, từ 2017-2019, có tới 70% giá trị xuất khẩu của Việt Nam do các DN có vốn đầu tư nước ngồi tạo ra. Cho nên nếu tỷ giá được điều chỉnh mạnh hơn thì chưa chắc cán cân thương mại được cải thiện, mục tiêu lấy tỷ giá để hỗ trợ xuất khẩu thủy sản là chưa phù hợp trong giai đoạn hiện nay.
- Khi có một cú sốc đối với độ mở thương mại (LnOPEN) thì FGDP sẽ giảm mạnh xuống xuống chạm đáy chu kỳ thứ 3 và rồi dần điều chỉnh và cân bằng đến cuối chu kỳ. Nhìn vào sơ đồ, ta thấy FGDP trong dài hạn khơng tăng trưởng được. Ngun nhân có thể giải thích do biến OPEN trong mơ hình này đo độ mở thương mại chung của nền kinh tế, trong khi tỉ trọng xuất nhập khẩu liên quan đến ngành thủy sản những năm gần đây nhỏ so với tỉ trọng các ngành khác.
- Khi có một cú sốc đối với vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi (LnFDI) thì FGDP sẽ ngay lập tức giảm xuống chạm đáy ngay chu kỳ đầu tiên và tăng trở lại ở chu kỳ thứ 2 và cân bằng ở chu kỳ thứ 3, FGDP trong dài hạn không tăng trưởng. Nguyên nhân là do phần lớn vốn đầu tư nước ngoài đổ vào Việt Nam trong những năm gần đây chủ yếu ở các lĩnh vực khác như gia cơng may mặc, điện thoại, linh kiện điện tử, vv.
- -
-
- -
- Hình 4.2: Phản ứng xung của LNFGDP khi có cú sốc của các biến LnFEX,
- LnLAB, LnREER, LnOPEN, LnFDI
- Nguồn: tác giả vẽ bằng phần mềm stata, 2020
4.4.6. Phân tích phân rã phương sai
- Kết quả phân rã phương sai ở bảng 4.7 cho thấy rõ hơn về mức độ tác động và thời gian đạt tác động của các yếu tố đến tăng trưởng GDP ngành thủy sản là khác nhau vào từng chu kỳ:
- Hiệu ứng tác động của giá trị xuất khẩu thủy sản đối với tăng trưởng GDP ngành thủy sản luôn cùng chiều và cao hơn so với hiệu ứng của các hạng mục còn lại. Thực tế sản lượng xuất khẩu thủy sản chiếm phần lớn trong sản lượng nuôi trồng và khai thác thủy sản trong những năm gần đây. Nuôi trồng thủy sản phục vụ
-
-cho xuất khẩu tập trung chủ yếu ở ĐBSCL (chiếm 95% tổng sản lượng cá tra và 80% sản lượng tôm năm 2020) (VASEP, 2021).
- Bảng 4.7: Kết quả phân rã phương sai của mơ hình
-
- Chu kỳ - LnFEX - LnLAB - LnREER - LnOPEN - LnFDI
- 0 - 0 - 0 - 0 - 0 - 0 - 1 - 0,568614 - 0,006388 - -0,00589 - 0,029342 - 0,13197 - 2 - 0,795152 - 0,006061 - -0,011061 - -0,036488 - 0,047275 - 3 - 0,91195 - 0,004634 - -0,011847 - -0,033737 - 0,021636 - 4 - 0,953398 - 0,005205 - -0,011495 - -0,040171 - 0,01726 - 5 - 0,937374 - 0,004922 - -0,011266 - -0,032577 - 0,030116 - 6 - 0,933323 - 0,005114 - -0,01121 - -0,036343 - 0,02508 - 7 - 0,927792 - 0,004969 - -0,011165 - -0,033173 - 0,029337 - 8 - 0,928761 - 0,005075 - -0,011173 - -0,035121 - 0,0268 - 9 - 0,927432 - 0,005005 - -0,01117 - -0,033768 - 0,028608 - 10 - 0,928432 - 0,005053 - -0,011177 - -0,034734 - 0,027287 - 11 - 0,927921 - 0,00502 - -0,011175 - -0,034087 - 0,028156 - 12 - 0,928359 - 0,005043 - -0,011177 - -0,034538 - 0,027547 - 13 - 0,928081 - 0,005027 - -0,011176 - -0,034229 - 0,027965 - 14 - 0,928275 - 0,005038 - -0,011177 - -0,034442 - 0,027678 - 15 - 0,928139 - 0,005031 - -0,011176 - -0,034294 - 0,027876 - 16 - 0,92823 - 0,005036 - -0,011176 - -0,034396 - 0,02774 - 17 - 0,928166 - 0,005032 - -0,011176 - -0,034326 - 0,027834 - 18 - 0,92821 - 0,005035 - -0,011176 - -0,034374 - 0,027769 - 19 - 0,92818 - 0,005033 - -0,011176 - -0,034341 - 0,027814 - 20 - 0,928201 - 0,005034 - -0,011176 - -0,034364 - 0,027783
- Nguồn: Tác giả tính tốn bằng phần mềm stata, 2020
- Giá trị xuất khẩu thủy sản có sự ảnh hưởng ngay tức thì đến GDP mà có độ trễ là 1 chu kỳ. Bắt đầu chu kỳ thứ 2 trở đi giá trị xuất khẩu thủy sản đã thể hiện rõ sự ảnh hưởng. Kết quả cho thấy giá trị xuất khẩu thủy sản khơng có độ trễ về thời gian để gây sức ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế của ngành. Kết quả tương tự với nghiên cứu củaDeajan, Swaroop và Zou (1996), Barro (1990), Davoodi và Zou (1998).
- Tính đến chu kỳ thứ 20 (tức sau 5 năm), giá trị xuất khẩu thủy sản ảnh hưởng 0,93% đến tăng trưởng GDP, tiếp theo là vốn đầu tư nước ngoài chiếm và lao động làm việc trong nền kinh tế chiếm tỉ lệ rất nhỏ lần lượt là 0,03% và 0,005% là của lao động làm việc trong nền kinh tế; giá trị hối đối đa phương có tác động ngược chiều, khiến GDP thủy sản tăng trưởng âm là -0,012%; độ mở thương mại cũng có tác động ngược chiều, khiến mức GDP thủy sản tăng trưởng âm là - 0,03%. Kết quả này có thể được giải thích tương tự như trên, do trong mơ hình này, tác giả sử dụng biến độ mở thương mại đo bằng cán cân thương mại chung của cả nước, vì vậy tác động đến ngành thủy sản có thể khơng đo được chính xác. Ngồi ra cũng có thể thấy rằng, với chính sách tỉ giá hiện tại đã và đang được cải thiện theo hướng tích cực, góp phần nâng cao giá trị và giá trị giá tăng trong kim ngạch xuất khẩu, tuy nhiên tác động này đến ngành thủy sản chưa được rõ ràng.
4.5. Phân tích tác động của xuất khẩu thủy sản đối với tăng trưởng kinh tế Việt Nam bằng mơ hình mơ hình FMOLS vàmơ hình VECM mơ hình VECM
- LnGDP= β0+ β1LnFEX+ β2LnREER+ β3LnOPEN+ β4LnLAB + β5LnFDI +εi (2)
-
4.5.1.1. Kiểm định Đồng liên kết
-
- Để ước lượng mơ hình bằng phương pháp FMOLS, ta kiểm định tính đồng liên kết của chuỗi dữ liệu bằng kiểm định Engle và Granger (1987).
- Với kết quả ở bảng 4.8 ta thấy P.value = 0,01 <0,05, cho thấy dữ liệu có tính đồng liên kết. Điều này có nghĩa là có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu, và việc áp dụng mơ hình FMOLS là phù hợp và có hiệu quả cao.
- Bảng 4.8: Kiểm định Engle-Granger về tính đồng liên kết của mơ hình 4
-
- La
g - EG - P.value
- 3,0
0 - -10,14 - 0,01
- Nguồn: tính tốn của tác giả, 2020
4.5.1.2. Kết quả mơ hình hồi quy FMOLS
-
- Phân tích trong dài hạn:
-
- Kết quả ước lượng mô hình FMOLS ở bảng 4.9 cho thấy có sự ảnh hưởng của các biến LnFEX, REER, LnOPEN đến LnGDP trong dài hạn cụ thể như sau:
- Biến LnFEX có hệ số tác động là 0,361650 với mức ý nghĩa 1%. Mức ý nghĩa này cho thấy một tác động tích cực trong dài hạn của kim ngạch xuất khẩu thủy sản đến tăng trưởng GDP cả nước. Có nghĩa là, khi kim ngạch xuất khẩu thủy sản tăng 1% thì có tác động làm tăng trưởng GDP cả nước tăng khoảng 0,36% trong dài hạn. Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Shahzad (2014) về mối quan hệ tích cực trong dài hạn của xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở các nước Nam Á; và nghiên cứu của Võ Hồng Đức và Nguyễn Công Thắng (2021) với trường hợp các quốc gia đang phát triển trong giai đoạn từ 1990-2019.
- Bảng 4.9: Kết quả ước lượng FMOLS về tác động đến GDP cả nước trong dài hạn
- - - - - - - - - - - - - - - - - LnGDP Hệ số LNFEX 0,361650*** LNLAB -5,471718*** LNOPEN 0,086563 LNFDI 0,254462*** LNREER 2,394762*** R-squared 0,951736 Adjusted R-squared 0,947714
-Nguồn: Tính tốn của tác giả, 2020 Ghi chú: *** tương ứng với hệ số có ý nghĩa ở mức 1%; ** ý nghĩa 5%; * ý
-nghĩa 10%
-
- Biến LnREER có hệ số tác động là 2,394762 với mức ý nghĩa 1%, chứng tỏ tỷ giá hối đối đa phương cũng tác động tích cực trong dài hạn đến tăng trưởng GDPcả nước. Khi REER tăng 1% thì tác động làm tăng trưởng GDP cả nước tăng 2,0591% trong dài hạn. Theo Điều kiện Marshall-Lerner, việc phá giá tiền tệ có tác động tích cực tới cán cân thương mại, thì giá trị tuyệt đối của tổng hai độ co dãn theo giá cả của xuất khẩu và độ co dãn theo giá cả của nhập khẩu phải lớn hơn 1. Phá giá dẫn tới giảm giá hàng xuất khẩu định danh bằng ngoại tệ, do đó nhu cầu đối với hàng xuất khẩu tăng lên. Đồng thời, giá hàng nhập khẩu định danh bằng nội tệ trở nên cao hơn, làm giảm nhu cầu đối với hàng nhập khẩu. Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy, hàng hóa thường khơng co dãn theo giá cả trong ngắn hạn, bởi thói quen tiêu dùng khơng thể thay đổi dễ dàng. Do đó, điều kiện Marshall-Lerner khơng được đáp ứng, dẫn tới việc phá giá tiền tệ chỉ làm cho cán cân thương mại trong ngắn hạn xấu đi. Trong dài hạn, khi người tiêu dùng đã điều chỉnh thói quen tiêu dùng của mình theo giá mới, cán cân thương mại mới được cải thiện.
- Biến LnOPEN có hệ số tác động là 0,086563. Chứng tỏ, độ mở thương mại tác động tích cực trong dài hạn của độ mở thương mại đến Tăng trưởng GDP cả nước. Tức là, khi độ mở thương mại của Việt Nam càng mạnh, tăng 1% sẽ giúp tăng trưởng GDP cả nước tăng 0,192% trong dài hạn. Tuy nhiên mơ hình chưa tìm thấy ý nghĩa thống kê cho biến này. Ngun nhân có thể giải thích do biến độ mở thương mại được đo bằng cán cân thương mại Việt Nam, bao gồm cả xuất khẩu thủy sản nên có thể có vấn đề nội sinh hoặc đa cộng tuyến trong mơ hình này. Chúng ta tiếp tục xem xét tác động của biến này lên biến GDP trong phần mơ hình phản ứng xung.
- - Biến Lao động (LnLAB) có hệ số hồi quy là – 5,471718 và nguồn vốn tư trực tiếp nước ngồi (LnFDI) có hệ số hồi quy là 0,254462, và đều có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%. Chúng ta thấy rằng FDI đổ vào Việt Nam trong những năm gần đây cùng với chuyển dịch công nghệ đã mang lại cho Việt Nam nhiều động lực trong tăng trưởng kinh tế. Khối doanh nghiệp FDI tạo cơng ăn việc làm, đóng góp lớn vào các sản phẩn xuất khẩu, giúp chuyển dịch cơ cấu kinh tế và đóng góp lớp vào GDP cả nước.
- Với biến lao dộng, mặc dù dấu của hệ số hồi quy ngược với kỳ vọng, giống với kết quả của Kenny (2019) khi ơng tìm thấy tác động ngược chiều của lao động đến tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Thực tế cho thấy, lực lượng lao động thamgia vào nền kinh tế tuy tăng về số lượng nhưng chưa tăng về chất lượng, số lượng chuyên gia nước ngoài trong các ngành và lĩnh vực yêu cầu kỹ thuật cao vẫn nhiều so với lao động nội địa. Điều này địi hỏi có một giải pháp về nâng cao chất lượng lao động của lao động địa phương.
- Tóm lại, kết quả hồi quy FMOLS đã chứng minh được rằng: Trong dài hạn, Đầu tư trực tiếp nước ngoài (LnFDI), Kim ngạch xuất khẩu thủy sản (LnFEX) và Tỷ giá hối đối đa phương (LnREER) đều có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến