LN(EXM) = 15.25169 + 0.286326 ln(RER) - 3.580458 (GDPVN)
Tỷ số thương mại có quan hệ đồng biến với tỷ giá thực song phương và nghịch biến với chỉ số GDPVN.
R2= 14.92%: Mô hình giải thích được được 14.92% sự phụ thuộc của tỷ số xuất /nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực song phương và tỷ lệ tăng trưởng thu nhập trung bình của Việt Nam.
β = 0.286326 trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ giá thực song phương tăng (giảm) 1% thỉ tỷ số xuất khẩu/nhập khẩu trung bình của Việt Nam tăng (giảm) 0.286326 %.
β2 = - 3.580458: trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi chỉ số GPD của Việt Nam tăng (giảm) 1% thì tỷ số xuất khẩu/nhập khẩu trung bình của Việt Nam giảm (tăng) 3.580458%.
Khi tỷ giá thực song phương tăng đã góp phần cải thiện đáng kể cán cân thương mại Việt Nam. Trong khi đó, một sư gia tăng trong GDP của Việt Nam đã làm tăng nhu cầu nhập khẩu của Việt Nam nhiều hơn mức tăng trong xuất khẩu. Điều này lý giải cho việc thâm hụt cán cân thương mại trong thời gian qua. Hơn nữa, Việt Nam là một quốc gia đang phát triển nên nhu cầu nhập khẩu trang thiết bị, máy móc, phục vụ cho sản xuất trong nước tăng lên.
3.2.3. Mô hình hồi qui tác động của tỷ giá thực đa phương đối với xuất nhập khẩu: nhập khẩu:
Trong mô hình định lượng, thời kì nghiên cứu từ Q1/2000-Q4/2010 với Q1/2000 là kì gốc để xác định REER. Có 12 đối tác thương mại lớn có mặt trong
“rổ tiền” khi tính toán REER là: Hoa Kì, Nhật Bản, Trung Quốc, Đài Loan, Pháp, Đức, Singapore, Hồng Kông, Malaysia, Hàn Quốc, Thái Lan, Úc.
Hình 3.5: Đồ thị biểu diễn quan hệ giữa REER và tỷ số thương mại của Việt Nam với các đối tác chủ yếu từ Q1/2000-Q4/2010:
Nguồn: vẽ theo số liệu tính REER (chi tiết xem phụ lục bảng 3.1)
Biểu đồ trên cho thấy xu hướng biến động của hai biến số tỷ số thương mại và REER có xu hướng giảm xuống theo thời gian nhưng không nhiều. Từ năm 2000- 2005 và 2008-2009, tỷ số thương mại có xu hướng biến động mạnh hơn tỷ giá thực.
Mô hình hồi quy có dạng:
LnX/Mt = β0 + β ln GDPw + β2 ln GDPVNt + β3 lnREERt + ετ
Trong đó:
X/Mt: Chỉ số xuất khẩu trên nhập khẩu tại thời điểm t REERt: Tỷ giá thực đa phương của VND
GDPw:Chỉ số tăng trưởng GDP trung bình với trọng số là tỷ trọng thương mại giữa Việt Nam và các đối tác tai thời điểm t
Hồi quy chuỗi dữ liệu từ Q1/2000-Q4/2010 ta được mô hình quan hệ giữa tỷ số xuất khẩu trên nhập khẩu và tỷ giá thực song phương và chỉ số GDP
Bảng 3.9: Kết quả hồi qui tỷ trọng xuất nhập khẩu theo REER và GDP của các đối tác thương mại và Việt Nam:
Dependent Variable: LOG(T__TR_NG_XU_T_NH_P) Method: Least Squares
Date: 10/19/11 Time: 15:46 Sample: 1 44
Included observations: 44
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(GDP_TB) -5.217444 1.770638 -2.973117 0.0061
LOG(GDP_VN) -0.277901 3.193636 0.126685 0.8998
LOG(REER) 1.083432 0.239777 3.295399 0.0061
C 19.667160 9.509130 1.787387 0.2054
R-squared 0.369037 Mean dependent var -0.082220
Adjusted R-squared 0.316457 S.D. dependent var 0.211595
S.E. of regression 0.166960 Akaike info criterion -0.647483
Sum squared resid 1.003525 Schwarz criterion -0.478596 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Log likelihood 16.94967 Hannan-Quinn criter. -1.484836
F-statistic 7.018557 Durbin-Watson stat 1.148501
Prob(F-statistic) 0.000778
Phương trình hồi quy có dạng:
LN(X/M) = 19.667160 - 5.217444lnGDPw - 0.277901 lnGDPVN -
1.083432lnREER R2= 36.90%
Kiểm định giả thiết về ý nghĩa các hệ số hồi quy:
Giả thiết: H0: β2 = 0 (tỷ số thương mại và GDPVN không có quan hệ) H1: β2 # 0 (tỷ số thương mại và GDPVN có quan hệ)
Căn cứ vào mức ý nghĩa thống kê t, ta loại bỏ biến GDPVN (Prob = 0.8998) do không có ý nghĩa (lớn hơn mức ý nghĩa 5%) ra khỏi mô hình. Mô hình hồi qui tiếp theo được xem xét là:
LnX/Mt = β0 + β ln GDPw + β3 lnREERt + ετ
Tiếp tục chạy số liệu hồi quy trên phần mềm Eview, ta có kết quả:
Bảng 3.10: Kết quả hồi qui giới hạn tỷ trọng xuất nhập khẩu theo REER và GDP trung bình của các đối tác thương mại
Dependent Variable: LOG(T__TR_NG_XU_T_NH_P) Method: Least Squares
Date: 10/19/11 Time: 16:44 Sample: 1 44
Included observations: 44
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(REER) 1.076634 0.307172 3.504984 0.0012
LOG(GDP_TB) -5.286143 1.418639 -3.726207 0.0006
C 19.06973 6.450986 3.020017 0.0046
R-squared 0.368965 Mean dependent var -0.082220
Adjusted R-squared 0.334854 S.D. dependent var 0.211601
S.E. of regression 0.164698 Akaike info criterion -0.697368
Sum squared resid 1.003641 Schwarz criterion -0.570702
Log likelihood 16.94736 Hannan-Quinn criter. -1.544812
F-statistic 10.81689 Durbin-Watson stat 2.192937
Prob(F-statistic) 0.000200
Phương trình hồi quy có dạng:
LN(X/M) = 19.667160 - 5.2174443 lnGDPw + 1.076634 lnREER
R2= 36.90%
Sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra khả năng giải thích của mô hình giới hạn: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Giả thiết: H0: β = β3 = 0 H1: ít nhất β , β3 ≠ 0
Ta có : F = 10.81689 > F(0.05, 3, 43) = 2.821628 (dùng hàm FINV trong excel). Vì vậy, ta bác bỏ giả thiết Ho , tức mô hình có biến giải thích hay mô hình được chấp nhận.
Giải thích mô hình:
Mô hình hồi qui giữa tỷ số xuất khẩu/nhập khẩu và tỷ giá thực đa phương:
LN(X/M) = 19.667160 - 5.2174443 lnGDPw + 1.076634 lnREER
Tỷ số thương mại có quan hệ đồng biến với tỷ giá thực đa phương và nghịch biến với chỉ số GDP trung bình của các đối tác thương mại..
R2= 36.90%: Mô hình giải thích được được 36.90%: sự phụ thuộc của tỷ số xuất /nhập khẩu vào sự biến động của tỷ giá thực đa phương và tỷ lệ tăng trưởng thu nhập trung bình của các đối tác thương mại với Việt Nam.
β1 = - 5.2174443: trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi chỉ số GPD của các đối tác thương mại với Việt Nam tăng (giảm) 1% thì tỷ số xuất khẩu/nhập khẩu trung bình của Việt Nam giảm (tăng) 5.2174443%.
β3 = 1.076634 trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ giá thực đa phương tăng (giảm) 1% thỉ tỷ số xuất khẩu/nhập khẩu trung bình của Việt Nam tăng (giảm) 1.076634 %.
Trong mô hình này GDP trung bình của các đối tác thương mại có ý nghĩa
thống kê trong khi GPD của Việt Nam lại không có, theo nhận định chủ quan của bản thân điều này có thể do:
-Thứ nhất: khi GDP của các đối tác thương mại tăng, nhu cầu xuất khẩu, đầu tư ra nước ngoài của họ cũng tăng theo. Việt Nam được đánh giá là một điểm đến tiềm năng nên sẽ thu hút được rất nhiều nhà đầu tư nước ngoài. Khi họ đầu tư vào Việt Nam, kéo theo nhu cầu nhập khẩu máy móc thiết bị tăng cao, và các đối tác này lại là những nhà đầu tư lớn của Việt Nam nên việc thâm hụt cán cân thương
mại có thể giải thích được. Hơn nữa, trong thời gian gần đây làn sóng đầu tư của nước ngoài tập trung chủ yếu vào lĩnh vực phi sản xuất nên sẽ không đóng góp nhiều vào kim ngạch xuất nhập khẩu của Việt Nam.
-Thứ hai: trong mô hình hồi qui tỷ số thương mại theo REER, do REER là một chỉ số trung bình của nhiều nước nên một đại lượng GDP trung bình sẽ phù hợp hơn so với một chỉ số GDP đơn lẻ.
Kết luận chương 3:
Kết quả phân tích cho thấy có sự tác động của tỷ giá lên xuất nhập khẩu ở Việt Nam bao gồm cả tỷ giá danh nghĩa lẫn tỷ giá thực song phương và đa phương. Kết quả trên tuy đã chứng minh được vai trò của tỷ giá trong hoạt động xuất nhập khẩu hàng hóa trong nước cũng như cán cân thương mại. Tuy nhiên, không vì thế mà chúng ta vội vàng ra quyết định phá giá ngay tiền đồng để gia tăng lợi thế hàng hóa xuất khẩu trong nước. Nhất thiết phải cân nhắc đến các điều kiện cho phép hiện tại của nền kinh tế trong nước, những mục tiêu vĩ mô khác chứ không đơn thuần chỉ xây dựng chính sách tỷ giá chỉ phục vụ duy nhất cho mục tiêu gia tăng xuất khẩu nhằm cải thiện cán cân thương mại.
Với những điều kiện của nền kinh tế Việt Nam hiện nay thì khả năng phá giá để tạo lợi thế cạnh tranh cho hàng hóa xuất khẩu là chưa thật cần thiết vì diễn biến phức tạp của nền kinh tế. Việc làm cho đồng nội tệ mất giá liên tục sẽ làm mất lòng tin vào giá trị đồng nội tệ, gây tâm lý kỳ vọng, đầu cơ găm giữ ngoại tệ..., ảnh hưởng xấu đến nền kinh tế. Thêm vào đó, dự trữ ngoại tệ của Việt Nam hiện tại chưa đủ mạnh để can thiệp vào thị trường khi có biến động mạnh. Áp lực lạm phát gia tăng, nợ quốc gia tiến sát ngưỡng giới hạn cho phép, sự lệ thuộc vào hàng hóa nhập khẩu tất yếu vẫn còn chiếm tỷ trọng cao trong cán cân thương mại. Phá giá tiền đồng không phải là giải pháp tối ưu hiện nay, trước tiên cần phải ưu tiên ổn định kinh tế vĩ mô, khống chế lạm phát tăng cao và phải chuẩn bị kỹ các phương án phòng ngửa rủi ro trước khi ra quyết định cụ thể.
CHƯƠNG 4