CHƯƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.6. Phân tích kết quả hồi quy
4.6.1. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm
4.6.1.2. Tác động trong ngắn hạn
a) Bằng chứng xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam
Theo như kết quả ước lượng tác động dài hạn và kiểm tra đồng liên kết Johansen thì tồn tại mối quan hệ đồng liên kết mạnh mẽ giữa các biến chính. Do đó, cần phải thực hiện quá trình hiệu chỉnh sai số bằng cách tính các phần dư của mô hình 𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡𝑖 sau đó thực hiện ước tính phương trình (11) với độ trễ được lựa chọn thích hợp. Kết quả ước tính này được sử dụng để giải thích mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến. Tuy nhiên, do mô hình xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam trong ngắn hạn tồn tại các vi phạm giả thiết định lượng phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó tác giả sử dụng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt để ước lượng 𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡𝑖 .
Kết quả uớc lượng các hệ số ngắn hạn từ mô hình hiệu chỉnh sai số ECM được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane- Orcutt cho tác động ngắn hạn của biến động tỷ giá và xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam
(13) (14)
D_Export_CN_VN
L.error
-1.331***
(-5.49)
L.D_Export_CN_VN
0.994*** 1.041***
(4.86) (4.55)
D_VND_USD
-0.684 -0.769
(-0.82) (-0.89)
D_CNY_USD
-1.865** -2.012**
(-2.07) (-2.15)
D_V_VND_USD
-3.107* -3.245*
(-1.69) (-1.72)
D_V_CNY_USD
2.359 2.879
(0.95) (1.07)
D_CPI_VN
-0.776 -0.815
(-1.11) (-1.02)
D_CPI_CN
0.171 -0.727
(0.16) (-0.35)
D_GDP_VN
0.0744 0.0123
(0.12) (0.02)
D_GDP_CN
0.414 0.408
(1.34) (1.29)
L.error2
-1.411***
(-5.39)
Quarter_1
0.0132 (0.42)
Quarter_2
0.00137 (0.04)
Quarter_3
-0.00686 (-0.27)
_cons
-0.00480 -0.00282
(-0.21) (-0.10)
Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 6) Trước tiên, hệ số của biến L. error đạt -1.331 tức là dấu của ECM (-1) âm và có ý nghĩa với mức ý nghĩa 1%, khi đó tồn tại quan hệ dài hạn điều chỉnh cân bằng. Kết
quả này cho thấy tồn tại quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các yếu tố về tỷ giá, biến động tỷ giá, thu nhập GDP, chỉ số giá tiêu dùng CPI ảnh hưởng đến xuất khẩu song phương từ Trung Quốc sang Việt Nam.
Đối với tỷ giá hối đoái, không tìm thấy mối quan hệ tác động có ý nghĩa thống kê từ thay đổi thời kỳ này so với thời kỳ trước (sai phân bậc 1) của tỷ giá VND_USD nhưng kết quả tìm thấy mối quan hệ âm có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% từ sự thay đổi của tỷ giá CNY_USD ảnh hưởng đến xuất khẩu song phương Trung Quốc sang Việt Nam.
Đối với biến động tỷ giá, kết quả thực nghiệm từ bảng 4.10 chỉ ra tồn tại tác động âm với mức ý nghĩa 10% từ sự thay đổi biến động VND_USD, nhưng trong trường hợp thay đổi của biến động CNY_USD thì không tìm thấy bằng chứng tác động đối với xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam.
Đối với thu nhập GDP các hệ số thống kê không có ý nghĩa thống kê. Theo đó, thu nhập chưa tìm thấy bằng chứng đóng vai trò quan trọng tác động tới xuất khẩu song phương từ Trung Quốc đến Việt Nam.
Các hệ số thống kê của chỉ số giá tiêu dùng CPI cũng chưa tìm thấy bằng chứng có ý nghĩa thống kê, do đó chỉ số giá tiêu dùng cũng không có tác động đến mối quan hệ xuất khẩu song phương từ Trung Quốc đến Việt Nam.
b) Bằng chứng xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc
Mô hình xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc trong ngắn hạn, không tồn tại các vi phạm giả thiết định lượng phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó sử dụng phương pháp tổng bình phương sai số nhỏ nhất OLS để ước lượng cột (6) bảng 4.9 để tính các phần dư của mô hình 𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡𝑖 vẫn đảm bảo tính vững và hiệu quả. Sau đó thực hiện ước tính phương trình (11) với độ trễ được lựa chọn thích hợp. Kết quả ước tính này được sử dụng để giải thích mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến.
Bảng 4.11: Kết quả hồi quy bằng phương pháp OLS tác động ngắn hạn của biến động tỷ giá và xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc
(15) (16) D_Export_VN_CN
L.error3
-0.960***
(-4.77)
L.D_Export_VN_CN
0.307* 0.352**
(1.93) (2.01)
D_VND_USD
-0.553 -0.385
(-0.43) (-0.29)
D_CNY_USD
-0.712 -0.503
(-0.58) (-0.39)
D_V_VND_USD
2.070 1.890
(0.77) (0.69)
D_V_CNY_USD
3.614 3.247
(0.95) (0.82)
D_CPI_VN
-0.152 -0.103
(-0.15) (-0.09)
D_CPI_CN
-0.465 -0.410
(-0.28) (-0.15)
D_GDP_VN
0.559 0.392
(0.57) (0.37)
D_GDP_CN
1.484*** 1.454***
(3.06) (2.93)
L.error4
-0.990***
(-4.63)
Quarter_1
0.0758 (1.41)
Quarter_2
0.0396 (0.77)
Quarter_3
0.0990**
(2.25)
_cons
-0.0176 -0.0725**
(-0.69) (-2.03)
Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 6)
Trong mô hình phân tích ngắn hạn xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, hệ số hiệu chỉnh phần dư ECM có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa cao (1%) và hệ số có giá trị âm. Bằng chứng thực nghiệm này cho thấy các yếu tố biến độc lập về tỷ giá, biến động tỷ giá, thu nhập và chỉ số giá hiệu chỉnh được cân bằng dài hạn tới xuất khẩu song phương từ Việt Nam sang Trung Quốc.
Khác với mô hình ngắn hạn xuất khẩu Trung Quốc sang Việt Nam, ở mô hình ngắn hạn xuất khẩu Việt Nam sang Trung Quốc thì các hệ số thống kê của tỷ giá VND_USD và CNY_USD đều không có ý nghĩa thống kê. Điều đó, cho thấy rằng không tìm thấy mối quan hệ tác động có ý nghĩa thống kê từ thay đổi thời kỳ này so với thời kỳ trước (sai phân bậc 1) của tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.
Theo bảng 4.11, các hệ số biến động tỷ giá cũng không có ý nghĩa thống kê nên không tìm thấy tác động có ý nghĩa thống kê từ thay đổi thời kỳ này so với thời kỳ trước (sai phân bậc 1) của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc trong ngắn hạn.
Các hệ số thống kê của chỉ số giá tiêu dùng CPI cũng không có ý nghĩa thống kê, do đó không có bằng chứng cho thấy sự thay đổi của chỉ số giá tiêu dùng tác động đến xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc trong ngắn hạn.
Ngoài ra, sự thay đổi trong thu nhập của Trung Quốc có tác động dương với mức ý nghĩa 5% đối với xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc trong ngắn hạn.
Cuối cùng, theo kết quả bảng 4.11 chỉ ra, yếu tố theo mùa của quý 3 có đóng vai trò quan trọng trong tác động ngắn hạn với xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.
Xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc quý 3 có sự khác biệt so với quý 4.
4.6.2. Thảo luận kết quả nghiên cứu 4.6.2.1. Thảo luận kết quả trong dài hạn
Phần 4.6.1 đã tìm ra bằng chứng về mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và thương mại song phương của Việt Nam và Trung Quốc trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017. Kết quả thực nghiệm được tổng hợp ở bảng sau:
Bảng 4.12: Tổng hợp bằng chứng thực nghiệm trong dài hạn
Biến độc lập Export_CN (i)_VN (j) Export_VN (i)_CN (j) Tỷ giá nước nhập khẩu j _
đồng tiền trung gian USD
Tương quan âm (**) Chưa tìm thấy bằng chứng
Tỷ giá nước xuất khẩu i – đồng tiền trung gian
Tương quan âm (*) Tương quan dương (***)
Biến động tỷ giá nước nhập khẩu j so với USD
Tương quan âm (***) Tương quan dương (***)
Biến động tỷ giá nước xuất khẩu i so với USD
Chưa tìm thấy bằng chứng.
Tương quan âm (***)
CPI nước nhập khẩu j Chưa tìm thấy bằng chứng Chưa tìm thấy bằng chứng.
CPI nước xuất khẩu i Tương quan dương (***) Chưa tìm thấy bằng chứng.
Thu nhập nước nhập khẩu j Chưa tìm thấy bằng chứng Tương quan dương (***) Thu nhập nước xuất khẩu i Tương quan dương (***) Tương quan dương (***)
WTO Chưa tìm thấy bằng chứng Tương quan âm (**)
Ghi chú: *, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Nguồn: Tác giả tự tổng hợp từ bảng 4.9 và bảng 4.10
Tỷ giá đồng tiền nước nhập khẩu j với đồng tiền trung gian USD có tương quan âm với xuất khẩu từ nước i sang nước j với mức ý nghĩa 5%. Kết quả này là củng cố giả thuyết và nghiên cứu của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016) cho rằng tỷ giá giữa đồng tiền nước nhập khẩu và đồng tiền trung gian sẽ có tác động ngược chiều đối với nhập khẩu của một quốc gia. Tức là khi tỷ giá giữa đồng tiền nước nhập khẩu và đồng tiền trung gian giảm xuống hay nói cách khác đồng tiền của quốc gia nhập khẩu tăng giá so với đồng tiền trung gian thì sẽ kích thích quốc gia đó nhập khẩu nhiều hơn. Điều này có thể được giải thích như sau khi đồng tiền của quốc gia nhập khẩu tăng giá so với đồng tiền trung gian thì hàng hóa của quốc gia nhập khẩu trở nên đắt hơn so với các hàng hóa khác từ đó dẫn đến việc quốc gia nhập khẩu sẽ mua nhiều hàng hóa từ nước ngoài hơn và kích thích nhập khẩu phát triển.
Tỷ giá nước xuất khẩu i với đồng tiền trung gian có tương quan âm với mức ý nghĩa 10% trong mô hình xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam và có tương quan dương với mức ý nghĩa 1% trong mô hình xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.
Điều này cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá của nước xuất khẩu và đồng tiền trung gian với thương mại song phương giữa hai quốc gia thì không xác định được dấu kỳ vọng. Bằng chứng này phù hợp với nghiên cứu của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016) khi cho rằng tác động của việc tăng giá đồng tiền nước xuất khẩu đối với đồng tiền trung gian là không có cơ sở rõ ràng trong kỳ vọng chiều hướng tác động.
Vì vậy, theo như kết quả thì việc tăng giá dự kiến của đồng tiền nước nhập khẩu đối với đồng tiền trung gian sẽ thúc đẩy nhập khẩu nhưng tác động của việc tăng giá đồng tiền quốc gia xuất khẩu với đồng tiền trung gian là khó xác định kỳ vọng dấu.
Do đó, từ nghiên cứu thực nghiệm có thể nhận thấy thương mại do sự biến động của tỷ giá song phương chủ yếu là do sự thay đổi của cầu. Bằng chứng này tiếp tục củng cố kết quả nghiên cứu của Guangpu Yang, Qingyang Gu (2016), tỷ giá của đồng tiền nước xuất khẩu đối với đồng tiền trung gian dự kiến sẽ ảnh hưởng trực tiếp đến hoạt động thương mại và chủ yếu thông qua việc cung cấp hàng hóa giao dịch, trong khi tỷ giá của đồng tiền nước nhập khẩu so với đồng tiền trung gian dự kiến sẽ ảnh hưởng đến thương mại chủ yếu thông qua phía cầu.
Biến động tỷ giá đồng tiền quốc gia nhập khẩu có tương quan âm với mức ý nghĩa 1% trong mô hình xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam và tương quan dương với mức ý nghĩa 1% đối với mô hình xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc.
Đối với mô hình xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam, biến động tỷ giá của đồng tiến quốc gia nhập khẩu có tương quan âm với xuất khẩu. Điều này cho thấy biến động tỷ giá giữa nước nhập khẩu so với đồng tiền trung gian USD càng tăng thì xuất khẩu của Trung Quốc sang Việt Nam càng giảm. Kết quả này là phù hợp với các quan điểm lý thuyết về mối quan hệ ngược chiều giữa biến động tỷ giá và thương mại song phương như quan điểm của Ethier (1973), Clark (1973), Demers (1991) và Chowdhurry (1993). Bằng chứng này phù hợp với các nghiên cứu của Cushman (1988), Thursby và Thursby (1987), Koray và Lastrapes (1989), Pozo (1992), Aristotelous (2002), Guangpu Yang và Qingyang Gu (2016) đều đưa ra bằng chứng về biến động tỷ giá có mối quan hệ ngược chiều với thương mại song phương.
Kết quả thực nghiệm biến động tỷ giá hay rủi ro tỷ giá VND tăng lên kéo theo sự suy giảm xuất khẩu sang Việt Nam từ Trung Quốc phù hợp với trường hợp thực trạng Việt Nam. Khi thị trường tài chính Việt Nam chưa phát triển, các sản phẩm phái sinh về VND mới xuất hiện trong vài năm gần đây và chưa phổ biến. Việc nhận tiền xuất khẩu VND đổi lại sang đồng tiền bản tệ Nhân dân Tệ của nước xuất Khẩu Trung Quốc gặp phải rủi ro tỷ giá không loại bỏ được. Điều này nhấn mạnh trong giải thích của Ethier (1973) khi nhà nhập khẩu và nhà xuất khẩu là những thương nhân e ngại rủi ro tham gia vào thị trường thương mại quốc tế sẽ đối mặt với rủi ro biến động tỷ giá, tại thị trường Việt Nam khi các sản phẩm phòng ngừa rủi ro tỷ giá không phát triển không loại bỏ được Do hầu hết các hợp đồng thương mại ngoại thương cho phép việc thanh toán trễ so với thời gian giao hàng nên biến động tỷ giá dẫn đến việc không chắc chắn về giá mà nhà nhập khẩu sẽ trả khi mua hàng và giá mà nhà xuất khẩu sẽ bán hàng hóa trong tương lai. Vì thế nhà xuất khẩu sẽ không chắc chắn về khoản nội tệ nhận được tương ứng với doanh thu ngoại tệ thu được nên sẽ chuyển từ thị trường nước ngoài sang thị trường trong nước, từ đó làm cho xuất khẩu giảm.
Giải thích này cũng tương tự quan điểm của Clark (1973) cho rằng khi tỷ giá biến động các công ty không thể dự đoán được giá trị nội tệ của doanh thu bán hàng nước ngoài của công ty và do rủi ro giao dịch trên thị trường ngoại hối sẽ tốn kém hơn theo một tỷ giá linh hoạt nên khi biến động tỷ giá sẽ dẫn đến sự không chắc chắn lớn hơn đối với thương mại và đầu tư quốc tế. Nguyên nhân là do khi tỷ giá linh hoạt thì rủi ro tỷ giá là không thể tránh được, khó có thể dự đoán được giá nước ngoài của hàng hóa do thu nhập ở nước ngoài sẽ dao động theo một cách không thể đoán trước; thứ hai là do các thị trường kỳ hạn bằng ngoại tệ có thể không được phát triển đủ cho các khoản doanh thu ngoại tệ.
Kết quả thực nghiệm từ xuất khẩu Trung Quốc sang Việt Nam củng cố tiếp tục kết quả nghiên cứu của Demers (1991) cho rằng khi thị trường có sự biến động về tỷ giá thì thương mại sẽ giảm hơn so với trường hợp điều kiện các thông tin thị trường tốt. Nguyên nhân là do việc đầu tư là không thể đảo ngược dòng vốn nên khi thị trường đang có sự biến động tỷ giá, các nhà đầu tư sẽ thực hiện hành vi đầu tư thận trọng hơn, mức đầu tư sẽ thấp hơn so với trường hợp điều kiện các thông tin thị trường tốt. Vì thế nên sản lượng sản xuất sẽ giảm và khối lượng thương mại cũng sẽ giảm.
Lúc này, để tránh những rủi ro do biến động tỷ giá mang lại những người tham gia thị trường e ngại rủi ro sẽ chủ động giảm các giao dịch thương mại nước ngoài và chuyển dần sang các giao dịch thương mại trong nước, theo Chowdhurry (1993).
Tuy nhiên, trong mô hình xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, biến động tỷ giá của nước nhập khẩu so với đồng tiền trung gian có tương quan dương với xuất khẩu. Điều này dường như không phù hợp với lý thuyết về kỳ vọng dấu được mong đợi. Nhưng dường như phù hợp với lý thuyết về mối quan hệ cùng chiều giữa biến động tỷ giá và thương mại song phương như quan điểm của De Grauwe (1988), Franke (1991), Sercu (1992), Sercu và Vanhulle (1992), Broll và Eckwert (1999) và cũng phù hợp với bằng chứng nghiên cứu của Guangpu Yang và Qingyang Gu (2016) trong mô hình xuất khẩu từ Singapore sang Trung Quốc.
Thực trạng xuất khẩu Việt Nam sang Trung Quốc với việc nhận đồng Nhân dân tệ, đây là đồng tiền của quốc gia có nền kinh tế lớn thứ 2 thế giới, đồng tiền này đã chính thức được Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF) thêm vào giỏ các đồng tiền dự trữ bên cạnh các đồng mạnh USD, Euro, Bảng Anh và Yên. Với vị thế đồng tiền mạnh, kèm theo các sản phẩm tài chính về đồng Nhân Dân Tệ là phong phú, trong đó có các sản phẩm phái sinh phòng ngừa rủi ro tỷ giá.
Kết quả này phù hợp với quan điểm của De Grauwe (1988) biến động tỷ giá sẽ làm tăng xuất khẩu của một công ty. Khi biến động tỷ giá tăng sẽ làm xuất khẩu hiện tại của công ty giảm đi nhưng do rủi ro này sẽ làm giảm tổng doanh thu dự kiến nên công ty sẽ tăng cường các nguồn lực để có nhiều đơn hàng hơn do đó xuất khẩu tăng.
Kết quả thực nghiệm này củng cố kết quả nghiên cứu của Franke (1991) cho rằng xuất khẩu của một công ty sẽ cùng chiều với biến động tỷ giá. Ngoài ra, Trung Quốc là một trong những thị trường nguyên vật liệu lớn nhất thế giới và đang đi theo xu hướng cạnh tranh giá thấp so với các thị trường nguyên vật liệu khác trên thế giới.
Do đó, quan điểm của Franke (1991) cho rằng khi tham gia vào thị trường xuất khẩu, các công ty đã phải chịu một chi phí tham gia thị trường. Việc tiếp tục tham gia hay rời khỏi thị trường xuất khẩu phụ thuộc vào việc công ty sẽ cân nhắc giữa chi phí gia nhập thị trường nước ngoài và phần lợi nhuận do xuất khẩu tạo ra; và cân nhắc giữa chi phí rời bỏ thị trường nước ngoài và phần tổn thất từ hoạt động xuất khẩu. Đối với Trung Quốc các doanh nghiệp sẽ sớm bước vào thị trường và thoát ra sau đó khi sự biến động tỷ giá tăng lên. Khi thị trường Trung Quốc chiếm tỷ trọng lớn, quen thuộc trong thương mại của Việt Nam, việc rút ra khỏi thị trường chịu chi phí cơ hội lớn.
Biến động tỷ giá đồng Nhân dân tệ ảnh hưởng cùng chiều tới xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc cũng phù hợp với lý thuyết của Sercu (1992) khi cho rằng biến động tỷ giá sẽ làm tăng thuế, tăng chi phí vận chuyển thoạt nhìn sẽ làm xuất khẩu giảm xuống dẫn dến giá cả sẽ cao hơn do khan hiếm về nguồn hàng hóa đó tại quốc gia nhập khẩu, người tiêu dùng sẽ ít có sự lựa chọn cho hàng hóa. Do đó, biến