CHƯƠNG 2: TÁC ĐỘNG CỦA VIỆC GIA NHẬP WTO ĐẾN
2.3. Thực trạng cán cân thương mại Việt Nam trong giai đoạn 2003 –
2.4.1. Định lượng tác động của việc gia nhập WTO
Để đánh giá định lượng tác động của WTO đến cán cân thương mại, tác giả xây dựng hai mô hình hồi quy với hai biến phụ thuộc lần lượt là cán cân thương mại Việt Nam và kim ngạch xuất khẩu Việt nam. Phương pháp định lượng dùng cho hai mô hình hồi quy đa biến này là phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS.
Mô hình ước lượng có dạng:
𝑳𝒐𝒈𝒏𝒔 = 𝜷𝟎+ 𝜷𝟏𝑾𝑻𝑶 + 𝜷𝟐𝒍𝒐𝒈𝒕𝒈 + 𝜷𝟑𝒍𝒂𝒊𝒔𝒖𝒂𝒕 + 𝜷𝟒𝒕𝒂𝒏𝒈𝒕𝒓𝒖𝒐𝒏𝒈 + 𝜷𝟓𝒄𝒑𝒊 + 𝜷𝟔𝒍𝒐𝒈𝒃𝒕 + 𝒖𝒊 (1)
𝑳𝒐𝒈𝒌𝒏𝒙𝒌 = 𝜷𝟎+ 𝜷𝟏𝑾𝑻𝑶 + 𝜷𝟐𝒍𝒐𝒈𝒕𝒈 + 𝜷𝟑𝒍𝒂𝒊𝒔𝒖𝒂𝒕 +
𝜷𝟒𝒕𝒂𝒏𝒈𝒕𝒓𝒖𝒐𝒏𝒈 + 𝜷𝟓𝒄𝒑𝒊 + 𝜷𝟔𝒍𝒐𝒈𝒃𝒕 + 𝜷𝟕𝒍𝒐𝒈𝒌𝒏𝒏𝒌 + 𝒖𝒊 (2) Trong đó:
logns là biến phụ thuộc biểu hiện thông qua giá trị cán cân thương mại, được tính bằng chênh lệch giữa giá trị kim ngạch xuất khẩu và giá trị kim ngạch nhập khẩu.
tangtruong là chỉ số tăng trưởng kinh tế được tính theo quý và so với cùng kì năm trước, đại diện cho nhân tố tốc độ tăng trưởng tác động đến cán cân thương mại. H Ộ I CÁN
S Ự FTU
- K51
WTO là biến giả đại diện sự gia nhập của Việt Nam vào WTO được gán giá trị 1 nếu Việt Nam đã là thành viên của WTO và giá trị 0 nếu Việt Nam chưa là thành viên của WTO tại thời điểm được xét đến.
logtg là tỷ giá hối đoái USD/VND, do ngân hàng nhà nước công bố. Trong mô hình biến này được xét đến để đánh giá tác động của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại Việt Nam cũng như kim ngạch xuất nhập khẩu.
laisuat là lãi suất tiết kiệm, được tính dựa trên trung bình cộng của lãi suất của từng tháng trong một quý.
cpi là chỉ số giá tiêu dùng được tính với thời điểm gốc quý I năm 2000 ở mức 100, qua từng giai đoạn cpi sẽ biến động khác nhau đồng thời qua đấy cho thấy được chỉ số lạm phát của một quốc gia trong giai đoạn đó. Chính vì vậy, trong mô hình này, khi xét đến tác động đối với cán cân thương mại, cpi đại diện cho nhân tố lạm phát.
logbt là chỉ số về bội thu ngân sách nhà nước, được tính bằng chênh lệch giữa thu và chi ngân sách nhà nước.
logknxk, log knnk lần lượt là chỉ số về giá trị kim ngạch xuất khẩu, nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam trong một quý.
Để chạy hồi quy hai mô hình trên, tác giả sử dụng bộ số liệu lấy theo quý, từ quý I năm 2003 cho đến quý IV năm 2015. Vì sự hạn chế về việc thống kê số liệu, các số liệu của các biến không được tổng hợp tại một nguồn cơ sở mà được thu thập từ nhiều hệ thống báo cáo và tổng hợp của các tổ chức có uy tín như ngân hàng nhà nước, tổng cụ thống kê, quỹ tiền tệ quốc tế… Cụ thể:
Số liệu về cán cân thương mại, giá trị kim ngạch xuất khẩu, kim ngạch nhập, chỉ số giá tiêu dùng và chỉ số tăng trưởng GDP được tổng hợp từ báo cáo tình hình kinh tế hàng tháng được công bố trên trang chủ của Tổng cục thống kê.
Số liệu về lãi suất được tổng hợp từ số liệu của quỹ tiền tệ quốc tế (IMF) Số liệu về tỷ giá được tổng hợp từ trang chủ và những biến động do ngân hàng nhà nước công bố.
Số liệu về ngân sách nhà nước được tổng hợp từ số liệu của bộ công thương thông qua hệ thống số liệu nước ngoài.
H Ộ I CÁN
S Ự FTU
- K51
2.4.1.2. Kết quả hồi quy - Mô hình (1)
Kết quả chạy hồi quy cho ra R2 = 0,7566, điều này có nghĩa là sự thay đổi của biến phụ thuộc hay trong phần nghiên cứu này là cán cân thương mại được giải thích bởi 75.66% từ những biến có giá trị độc lập trong mô hình vừa xây dựng
Bảng 2.4: Kết quả mô hình hồi quy tác động của việc gia nhập WTO lên kim ngạch xuất khẩu
Tên biến Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn P- value
Tangtruong ,0080009 ,0178043 0,656
CPI ,0187039 ,0.08608 0,036
Laisuat -,0354018 ,0149379 0,023
Wto ,2632109 ,0848558 0,004
Logtg 1,615622 ,3826501 0,000
Logbt ,0177745 ,0181467 0,333
Logknnk ,9041904 ,0484973 0,000
Hệ số chặn -15,37584 3,670674 0,000
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả mô hình Phương trình hồi quy mẫu có dạng:
𝐿𝑜𝑔𝑘𝑛𝑥𝑘 = −15,3758 + 0,2632109𝑊𝑇𝑂 + 1,615622𝑙𝑜𝑔𝑡
− 0,0354018𝑙𝑎𝑖𝑠𝑢𝑎𝑡 + 0,0080009𝑡𝑎𝑛𝑔𝑡𝑟𝑢𝑜𝑛𝑔
+ 0,0187039𝑐𝑝𝑖 + 0,0177745𝑙𝑜𝑔𝑏𝑡 + 0,9041904𝑘𝑛𝑛𝑘 + 𝑢𝑖
Với biến gia nhập WTO, theo kết quả quan sát được việc gia nhập tổ chức thương mại thế giới có ý nghĩa tác động tiêu cực đối với kim ngạch xuất khẩu Việt Nam khi hệ số tương quan là 0,263. Điều này được hiểu là khi Việt Nam gia nhập WTO thì kim ngạch xuất khẩu có xu hướng tăng lên, lớn hơn 0,26 lần so với trước khi gia nhập. Kết quả định lượng này giải thích hoàn toàn phù hợp với thực trạng xuất khẩu Việt Nam đã được phân tích cụ thể ở phần thực trạng. Đây là biểu hiện cho những tác động tích cực của hội nhập kinh tế đối với kim ngạch xuất khẩu của một quốc gia. Nhờ có WTO, các mối quan hệ giao thương giữa Việt Nam và các nước được mở rộng, nhờ đó thị trường xuất khẩu cũng lớn hơn kéo theo sự gia tăng của kim ngạch xuất khẩu.
H Ộ I CÁN
S Ự FTU
- K51
Với biến kim ngạch nhập khẩu, hệ số hồi quy là 0,904. Biến độc lập này hoàn toàn có ý nghĩa với mô hình vì p-value<5%. Điều có thể thấy là khi kim ngạch nhập khẩu tăng, kim ngạch xuất khẩu cũng tăng theo. Khi kim ngạch nhập khẩu tăng 1%
thì kim ngạch xuất khẩu sẽ tăng 0,904%. Khi xét đến cơ cấu xuất nhập khẩu Việt Nam, mặt hàng xuất khẩu chủ yếu là mặt hàng có giá trị thấp, ít co giãn so với biến động thị trường, tỏng khi đó mặt hàng nhập khẩu lại là những mặt hàng về thiết bị công nghệ, thường hay co giãn với biến động thị trường. Do vậy biên độ thay đổi của những mặt hàng xuất khẩu thường nhỏ hơn so với biên độ thay đổi của mặt hàng nhập khẩu. Đây được coi là một phần nguyên nhân giải thích cho tốc độ tăng trưởng của kim ngạch xuất khẩu chậm hơn tốc độ tăng trưởng của kim ngạch nhập khẩu.
Với biến tỷ giá hối đoái, khi tỷ giá tăng, kim ngạch xuất khẩu sẽ tăng. Điều này đúng với lý thuyết về tỷ giá. Khi tỷ giá tăng, đồng nội tệ mất giá, giá trị của đồng nội tệ giảm đi so với đồng ngoại tệ, như vậy hàng hóa trong nước ngoài sẽ đắt hơn so với hàng hóa trong nước, xu hướng xuất khẩu tăng. Như vậy có thể thấy kim ngạch xuất khẩu của Việt nam đang chịu tác động rất lớn của đồng đô la Mỹ, vì tỷ giá nghiên cưu trong mô hình là USD/VNĐ. Đây cũng là thực tế khó tránh khỏi vì đây là đồng tiền được sử dụng phổ biến trong thanh toán quốc tế.
Với biến lãi suất, khi lãi suất tăng kim ngạch xuất khẩu đi theo chiều hướng ngược lại. Điều này phù hợp với lý thuyết là: lãi suất tăng, nguồn vốn nước ngoài đổ vào Việt Nam nhiều hơn, dẫn đến sự dư thừa về đồng ngoại tệ, ngoại tệ sẽ mất giá và điểu này sẽ gây tạo ít động lực xuất khẩu theo đó kim ngạch xuất khẩu giảm. Theo kết quả mô hình, ở Việt Nam khi lãi suât tăng 1% thì kim ngạch xuất khẩu sẽ giảm 0,035%
Với biến chỉ số giá tiêu dùng, kim ngạch xuất khẩu tăng khi chỉ số giá tiêu dùng tăng. Điều này được giải thích như sau: khi chỉ số giá tiêu dùng tăng, lạm phát xảy ra, đồng tiền mất giá, xuất khẩu tăng.
- Mô hình (2)
Kết quả chạy hồi quy cho ra R2 = 0,3670, điều này có nghĩa là sự thay đổi của biến phụ thuộc hay trong phần nghiên cứu này là cán cân thương mại được giải thích bởi 36.70% từ những biến có giá trị độc lập trong mô hình vừa xây dựng
H Ộ I CÁN
S Ự FTU
- K51
Bảng 2.5: Kết quả hồi quy mô hình đánh giá tác động của việc gia nhập WTO đến cán cân thương mại
Tên biến Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn P- value
Tangtruong -,0670679 ,1634498 0,685
CPI -,0518725 ,0596951 0,392
Laisuat ,0905897 ,1328526 0,501
Wto 1,65007 ,4695245 0,002
Logtg -5,430106 2,466576 0,036
Logbt ,2496642 ,2232337 0,273
Hệ số chặn 56,75614 26,56403 0,042
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả mô hình Phương trình hồi quy mẫu có dạng:
𝐿𝑜𝑔𝑛𝑠 = 56,75614 + 1,65007𝑊𝑇𝑂 − 5,430106𝑙𝑜𝑔𝑡𝑔 + 0,0905897𝑙𝑎𝑖𝑠𝑢𝑎𝑡 − 0,0670679𝑡𝑎𝑛𝑔𝑡𝑟𝑢𝑜𝑛𝑔 + − 0,0518725𝑐𝑝𝑖 + 0,2496642𝑙𝑜𝑔𝑏𝑡 + 𝑢𝑖
Nhìn vào kết quả mô hình, có thể thấy những biến số có ý nghĩa giải thích đối với cán cân thương mại là tỷ giá và việc gia nhập WTO (p-value <5%), những thông số còn lại đều có giá trị p-value>5%, và có thể xem là không có ý nghĩa thống kê đối với cán cân thương mại.
Kết quả mô hình có được đánh giá như sau:
Đối với biến gia nhập WTO, việc tham gia tổ chức này thực sự có tác động tích cực thúc đẩy cán cân thương mại, cụ thể khi gia nhập WTO, cán cân thương mại Việt Nam tăng 1,65 lần so với trước khi gia nhập. Tuy nhiên thực tế cho thấy cán cân thương mại Việt Nam sau khi gia nhập WTO luôn trong tình trạng thâm hụt không có sự chuyển biến tích cực hơn. Theo nhận định của tác giả, kết quả này có được một phần là do, biến phụ thuộc cán cân thương mại được lấy theo quý và để chữa bệnh
“phân phối không chuẩn” của phương sai, giá trị của cán cân thương mại đã được lấy logarit dẫn tới giảm thiểu một số quan sát mang dấu “-“. Thêm nữa, các biến số kinh tế vĩ mô được xết đến trong mô hình luôn biến động theo thời gian, và thương không có tác động tức thì mà nó sẽ gây ảnh hưởng sau một độ trễ về thời gian, khuyết điểm của mô hình được xây dựng là không tính đến độ trễ của các biến kinh tế vĩ mô.
H Ộ I CÁN
S Ự FTU
- K51
Đối với biến tỷ giá hối đoái, có thể thấy biến này có ảnh hưởng mạnh mẽ đến cán cân thương mại Việt Nam. Tỷ giá tăng sẽ làm cán cân thương mại xấu đi. Khi tỷ giá tăng lên 1% thì cán cân thương mại sẽ đi theo xu hướng ngược lại, giảm 5,43%
và ngược lại khi tỷ giá giảm sẽ làm cán cân thương mại thặng dự. Điều này cho thấy, ở Việt Nam, tính tới thời điểm hiện tại, hiệu ứng giá cả đang lấn át hiệu ứng khối lượng. Khi tỷ giá hối đoái tăng, đồng nội tệ sẽ trở nên rẻ tương đối so với ngoại tệ, sản lượng xuất khẩu tăng, sản lượng nhập khẩu giảm tuy nhiên chênh lệch về khối lượng này không đủ bù lại mức chênh lệch tỷ giá chênh lệch giữa đồng nội tệ và ngoại tệ.