Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài, chi tiêu chính phủ và tỷ giá đối với xuất khẩu của Việt Nam: Tiếp cận mô hình ARDL

Nội dung text: Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài, chi tiêu chính phủ và tỷ giá đối với xuất khẩu của Việt Nam: Tiếp cận mô hình ARDL

1. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI, CHI TIÊU CHÍNH PHỦ VÀ TỶ GIÁ ĐỐI VỚI XUẤT KHẨU CỦA VIỆT NAM: TIẾP CẬN MÔ HÌNH ARDL IMPACT OF FOREIGN DIRECT INVESTMENT, GOVERNMENT SPENDING AND EXCHANGE RATE ON THE EXPORT PERFORMANCE OF VIETNAM: ARDL APPROACH Lê Hoàng Phong1, Đặng Thị Bạch Vân2, Phạm Đức Huy3 Ngày nhận: 24/8/2017 Ngày nhận bản sửa: 15/11/2017 Ngày đăng: 5/2/2018 Tóm tắt Mục đích của nghiên cứu này là nhằm phân tích tác động của một số nhân tố đến xuất khẩu của Việt Nam trong giai đoạn 1986 – 2015 như: đầu tư trực tiếp nước ngoài, chi tiêu của Chính phủ và tỷ giá. Trên cơ sở mô hình đa biến, bằng cách tiếp cận mô hình phân phối độ trễ tự hồi quy (Autoregressive Distributed Lag: ARDL) nhóm tác giả kiểm định mối quan hệ đồng liên kết (ĐLK) giữa các biến với kiểm định bound test và tính toán tác động dài hạn của các biến. Bên cạnh, mô hình UECM-ARDL được sử dụng để đánh giá các tác động ngắn hạn. Thông qua kết quả nghiên cứu, bài viết đề xuất một vài khuyến nghị chính sách xuất khẩu của Việt Nam trong thời gian tới. Từ khóa: ARDL, FDI, chi tiêu chính phủ, tỷ giá Abstract This paper investigates the impact of foreign direct investment, government spending and exchange rate on the export performance of Vietnam over the period of 1986–2015. Using the bound testing approach to cointegration developed within an autoregressive distributed lag (ARDL) framework, we investigate whether a long-run equilibrium relationship exists between export and the determinants as the basis for calculating the long-term effects. Additionally, using unrestricted error correction model based on ARDL approach (UECM-ARDL), we find evidences of the short-run impact. From the study findings, the paper also suggests few solutions to enhance the export policies of Vietnam. Keywords: ARDL, FDI, government spending, exchange 1 Trường Đại học Luật TP.HCM 2 Trường Đại học Kinh tế TP.HCM 3 Trường Đại học Tài chính - Marketing 13
2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 1. Giới thiệu thấp kém, điều kiện nguồn vốn trong nước còn Từ khi bắt đầu đổi mới năm 1986, Việt hạn chế và giá trị xuất khẩu chưa đủ bù đắp Nam đã thực hiện nhiều cải cách theo hướng cho chi tiêu nhập khẩu. Xét về mặt tổng thể, thị trường, hội nhập với kinh tế thế giới và khu Việt Nam đối diện với tình trạng nhập siêu dai vực nhằm tạo thêm cơ hội cũng như nâng cao dẳng, tuy nhiên, nếu xét riêng về giá trị xuất khả năng tận dụng các cơ hội cho phát triển khẩu hàng năm, dữ liệu cho thấy có một sự nỗ kinh tế. Đây chính là tiền đề quan trọng để lực đáng kể trong việc đẩy mạnh xuất khẩu Việt Nam thu được những thành tựu quan qua các năm (Hình 1). Tỷ lệ đóng góp xuất trọng trong tăng trưởng kinh tế và giảm nghèo, khẩu/GDP không ngừng tăng qua các năm. đưa Việt Nam từ một nước thu nhập thấp sang Đặc biệt, giai đoạn từ 2012 cho đến nay, xuất một nước có thu nhập trung bình thấp. Cũng khẩu của Việt Nam đã tăng mạnh mẽ đưa Việt trong giai đoạn 1986 – 2011, Việt Nam luôn Nam vượt qua giai đoạn nhập siêu trở thành trong tình trạng thâm hụt thương mại do nhu quốc gia xuất siêu. Dấu hiệu này tạo nên các cầu lớn đối với nguyên vật liệu, thiết bị máy kỳ vọng và những nỗ lực nhằm đẩy mạnh xuất móc hay công nghệ của nước ngoài trong khi khẩu hơn nữa. khả năng và trình độ sản xuất trong nước còn Hình 1: Cán cân thương mại, FDI và chi tiêu Chính phủ của Việt Nam 1986 – 2015 Nguồn: World bank (WB). Trong phạm vi bài viết này, tác giả sử dụng 1986 – 2015 về tác động của đầu tư trực tiếp mô hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL) nước ngoài, chi tiêu của Chính phủ và tỷ giá kiểm định trên dữ liệu của Việt Nam giai đoạn đến xuất khẩu của Việt Nam. 14
3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 2. Khung phân tích trên thị trường chỉ sau khi có được kinh Hoạt động xuất khẩu của một quốc gia trở nghiệm và kiến thức cần thiết về môi trường thành chủ đề quan tâm đối với các nhà nghiên kinh tế, chính trị và xã hội của một đất nước cứu lẫn các nhà hoạch định chính sách vì một (Liu, Wang, & Wei, 2001; Vernon, 1999). số lý do cơ bản sau: tăng xuất khẩu được kỳ Bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng các vọng cải thiện cán cân thương mại; giải quyết doanh nghiệp địa phương trong các nền kinh tế việc làm; cải thiện GDP quốc gia; sự năng chủ nhà được hưởng lợi từ những ảnh hưởng động của các ngành xuất khẩu được kỳ vọng lan truyền phát sinh từ các công ty con nước tạo động lực cho sáng tạo và đổi mới, trong ngoài theo định hướng xuất khẩu (Aitken, một số tình huống nhất định tập trung đổi mới Hanson & Harrison, 1997; Anwar và Nguyen, và đẩy mạnh xuất khẩu được xem là giải pháp 2011; Nguyen và Sun, 2012). chiến lược để phục hồi kinh tế, (Bournakis Ở Việt Nam, theo Nguyen, Sun, & Anwar & Tsoukis, 2016). (2017), trong khi FDI và xuất khẩu đóng vai Vì thế, nghiên cứu thực nghiệm về tác động trò quan trọng đối với tăng trưởng kinh tế Việt của các yếu tố vĩ mô đến hoạt động xuất khẩu Nam, mối quan hệ này vẫn không nhận được được nhiều tác giả tiến hành, như: Arize được nhiều sự chú ý trong các nghiên cứu. (1996), Arize và ctg (2000), F.S.T.Hsiao và Nhiều nghiên cứu chỉ mang tính chất thống kê M.C.W.Hsiao (2006), Sahoo (2006), Mortaza mô tả. Trong nghiên cứu của mình, Nguyen, và Narayan (2007), Njong (2008), Wong Sun, & Anwar tìm thấy rằng FDI tác động (2008), Duasa (2009), Babatunde (2009), mạnh đến xuất khẩu hơn là nhập khẩu, tuy Chimobi và Uche (2010), Martinez-Martin nhiên, tác động này là rất nhỏ (Nguyen, Sun, (2010), Adhikary (2012), & Anwar, 2017). Về tác động của FDI đến xuất khẩu nhận Về tác động của tỷ giá hối đoái đối với xuất được sự quan tâm tương đối ít trong các khẩu: theo lý thuyết về tỷ giá hối đoái trong nghiên cứu trước. Về mặt khái niệm, mối quan nền kinh tế mở, khi tỷ giá hối đoái thực tăng hệ nhân quả hai chiều tồn tại giữa xuất khẩu và (đồng nội tệ được coi là giảm giá thực tế so FDI: xuất khẩu tạo ra FDI và sau đó FDI có với đồng tiền nước ngoài) làm cho xuất khẩu thể kích thích xuất khẩu. Trong trường hợp hàng hóa trong nước tăng, nhập khẩu hàng hóa FDI tìm kiếm thị trường, xuất khẩu và FDI có từ nước ngoài giảm và ngược lại (Krugman, xu hướng thay thế cho nhau nhưng trong Obsfeld và Melitz, 2012). Nhiều nghiên cứu trường hợp FDI đầu tư để gia tăng năng suất, thực nghiệm đã tiến hành kiểm tra tác động xuất khẩu và FDI có xu hướng bổ sung của tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu hàng hóa (Dunning, 1988; Markusen & Venables, giữa hai hay nhiều quốc gia với nhau với nhiều 1998). Các tài liệu nghiên cứu thực nghiệm kết quả khác biệt. Trong khi Haleem và cộng cho thấy, khi xuất khẩu sang một thị trường sự (2005), Mwinuka và Mlay (2015), Phạm nước ngoài dễ dàng hơn và ít nguy hiểm hơn Thị Ngân và Nguyễn Thanh Tú (2015), Trần là đầu tư vào một thị trường nước ngoài (tức là Nhuận Kiên và Ngô Thị Mỹ (2015) chỉ ra rằng FDI). Các công ty có xu hướng ban đầu để tỷ giá hối đoái tác động dương lên xuất khẩu; xuất khẩu trong một thị trường nước ngoài và Nghiên cứu của Amoro và Shen (2013), thành lập công ty con hoặc công ty hợp danh Yusoff và Sabit (2015), Trần Thanh Long và 15
4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 Phạm Thị Quỳnh Hoa (2015) thì cho thấy tỷ nghiên cứu về các yếu tố tác động đến xuất giá hối đoái tác động âm lên xuất khẩu. khẩu của các quốc gia đang phát triển cũng tìm Các nghiên cứu tác động của tỷ giá đối với thấy mối quan hệ chặt chẽ với mật độ dân số, xuất khẩu cho trường hợp Việt Nam như Phạm các quốc gia có mật độ dân số cao có xu Thị Ngân và Nguyễn Thanh Tú (2015), Trần hướng vươn ra thế giới nhiều hơn (Yanikkaya, Nhuận Kiên và Ngô Thị Mỹ (2015), Trần 2003; Adhikary, 2012). Thanh Long và Phạm Thị Quỳnh Hoa (2015) Nhìn chung, việc có tồn tại mối quan hệ chỉ đo lường tác động của tỷ giá và các nhân tố giữa các biến số vĩ mô như FDI, tỷ giá, chi tiêu có ảnh hướng đến xuất khẩu của Việt Nam Chính phủ và xuất khẩu hay không trong các trong phạm vi một ngành xuất khẩu mà không nghiên cứu thực nghiệm trên vẫn chưa đạt sự đo lường tổng thể tác động của tỷ giá đối với đồng thuận trong kết quả nghiên cứu xuất phát tổng giá trị xuất khẩu. Một số nghiên cứu khác từ sự khác biệt trong mẫu nghiên cứu, các biến chỉ ra vai trò của tỷ giá đối với cán cân thương đại diện, các công cụ kinh tế lượng cũng như mại Việt Nam (sự chênh lệch giữa tổng giá trị đặc thù công nghệ, cấu trúc riêng của mỗi xuất khẩu và tổng giá trị nhập khẩu). Nghiên quốc gia. Vì vậy, mối quan hệ giữa chúng vẫn cứu của Lê Hoàng Phong và Đặng Thị Bạch là nguồn cảm hứng cho tác giả tiến hành Vân (2016, 2017) cho thấy tỷ giá có tác động nghiên cứu thực nghiệm đối với dữ liệu của tích cực đến cán cân thương mại cả trong ngắn Việt Nam. hạn và dài hạn. Nghiên cứu của Hạ Thị Thiều 3. Dữ liệu nghiên cứu Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2013) cho thấy Dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này tỷ giá có tác động đối với cán cân thương mại là dữ liệu hàng năm trong khoảng thời gian theo hiệu ứng tuyến J, tức là tỷ giá có tác động 1986 – 2015. Dữ liệu các biến được thu thập làm thâm hụt cán cân thương mại trong ngắn từ World bank (WB), gồm biến phụ thuộc là hạn nhưng có tác động cải thiện trong dài hạn. xuất khẩu (EXP), các biến giải thích gồm: Đầu Ngoài ra, Bournakis và Tsoukis (2016) đã tư trực tiếp nước ngoài (FDI), mật độ dân số tìm thấy vai trò đáng kể của Chính phủ trong (PD), chi tiêu tiêu dùng cuối cùng của Chính việc hỗ trợ và đẩy mạnh xuất khẩu của một phủ (GC), tỷ giá (E). Các biến được thể hiện ở quốc gia. Bên cạnh đó, Morrison (1977) dạng logarit cơ số tự nhiên. Bảng 1: Tóm tắt các biến trong mô hình S Biến Giải thích biến TT LEX 1 Logarit tự nhiên của giá trị Xuất khẩu trên GDP P 2 LFDI Logarit tự nhiên của Đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP. 3 LPD Logarit tự nhiên của mật độ dân số. Logarit tự nhiên của chi tiêu tiêu dùng cuối cùng của Chính phủ 4 LGC trên GDP. 5 LE Logarit tự nhiên của tỷ giá USD/VND (E). 4. Phương pháp nghiên cứu gian là tính dừng của dữ liệu. Khi các biến tích Một yêu cầu khi hồi quy dữ liệu chuỗi thời hợp ở các mức I (0) và I(1), các phương pháp 16
5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 kiểm định đồng liên kết như phương pháp trong khi đó kỹ thuật ĐLK của Johansen yêu Engle and Granger (1987) dựa vào phần dư 2 cầu số mẫu lớn hơn để đạt được độ tin cậy. giai đoạn và maximum likelihood của Thứ hai, trái với các phương pháp thông Johansen (1988) có thể thiên chệch kết quả về thường để tìm mối quan hệ dài hạn, phương sự tương tác giữa các biến trong dài hạn. Liên pháp ARDL không ước tính hệ phương trình, quan tới vấn đề này, phương pháp phân phối mà nó chỉ ước tính một phương trình duy nhất. trễ tự hồi quy (ARDL: Autoregressive Thứ ba, các kỹ thuật ĐLK khác yêu cầu các distributed lag) được đề xuất bởi Pesaran, Shin biến hồi quy được đưa vào liên kết có độ trễ và Smith (1996) cho kết quả ước lượng không như nhau thì trong cách tiếp cận ARDL, các thiên chệch ngay cả khi các biến tích hợp ở các biến hồi quy có thể dung nạp các độ trễ tối ưu mức I(0) và I(1) trong mô hình (Nieh và khác nhau. Wang, 2005). Vì vậy, một điểm thuận lợi của Thứ tư, cách tiếp cận ARDL cung cấp các ARDL là không cần thiết xem xét mức tích ước lượng dài hạn không thiên lệch nếu một số hợp của các biến trong mô hình các hồi quy mô hình là nội sinh. (Ahmed, Muzib, và Roy, 2013). Dựa trên những thuận lợi của phương pháp Cũng theo Pesaran và cộng sự (1996) và ARDL, nhóm tác giả tiến hành sử dụng Hamuda và cộng sự (2013), nếu như chúng ta phương pháp này cho bài nghiên cứu của không đảm bảo về thuộc tính về nghiệm đơn vị mình. hay tính dừng của hệ thống dữ liệu, các biến Mô hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL) không cùng mức liên kết I(1) hoặc I(0) thì áp trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian bao dụng thủ tục ARDL là thích hợp nhất cho gồm hai thành phần: (i) Thành phần trễ (DL: nghiên cứu thực nghiệm. Bên cạnh, theo Distributed Lag) - biến giải thích có thể ảnh Pesaran và cộng sự (1996), Hamuda và cộng hưởng đến biến phụ thuộc với độ trễ; (ii) sự (2013), phương pháp ARDL còn có nhiều Thành phần tự hồi quy (AR: Autoregressive) - ưu điểm hơn so với các phương pháp ĐLK biến phụ thuộc cũng có thể liên quan đến giá khác: trị của thời kỳ trước (độ trễ) của chúng. Mô Thứ nhất, trong trường hợp số lượng mẫu hình phân phối trễ tự hồi quy nhỏ, mô hình ARDL là cách tiếp cận có ý ARDL p1,,,, p 2 p 3 p 4 p 5 cho bài nghiên cứu nghĩa thống kê hơn để kiểm định tính ĐLK, có thể viết dưới dạng sau: pp12 LEXPt  1, i LEXP t i  2, j LE t j ij 10 (1) ppp 354 3,kLFDI t k   4, l LPD t l   5, m LGC t m  t . k 0 l 0 m 0 đường bao (Bound test) là bước đầu tiên của Ký hiệu p1,,,, p 2 p 3 p 4 p 5 là các độ trễ tối thủ tục ARDL, để xác định việc tồn tại hay ưu của các biến trong mô hình. Việc lựa không tồn tại mối quan hệ ĐLK giữa các biến, chọn độ trễ tối ưu cho các biến có thể được tức là xác định việc có tồn tại mối quan hệ dài thực hiện bằng việc dựa vào các tiêu chuẩn hạn giữa các biến hay không. AIC hay SBC. Theo Pesaran và Pesaran (1997), kiểm định 17
6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 pp12 LEXPt  1, i LEXP t i  2, j LE t j ij 10 pp34p5 3,k LFDI t k   4, l LPD t l   5, m LGC t m (2) k 0 l 0 m 0 LEXP  LE  LFDI  LPD  LGC  . 1t 1 2 t 1 3 t 1 4 t 1 5 t 1 t Các giả thuyết kiểm định mối quan hệ ĐLK của thống kê F (F-statistic) lớn hơn giá trị giới giữa các biến như sau: Giả thuyết H0: hạn của đường bao trên ứng với I(1) thì bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận tồn tại mối quan hệ 1  2  3  4  5 0 : không tồn ĐLK giữa các biến. Nếu giá trị của thống kê F tại mối quan hệ ĐLK giữa các biến, tức là (F-statistic) nhỏ hơn giá trị giới hạn của đường không tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các bao dưới ứng với I(0) thì chấp nhận giả thuyết biến. Giả thuyết H1: H0. Kết luận không tồn tại mối quan hệ ĐLK      0: tồn tại mối 1 2 3 4 5 giữa các biến. quan hệ ĐLK giữa các biến, tức là tồn tại mối Nếu giá trị của thống kê F (F-statistic) nằm quan hệ dài hạn giữa các biến. giữa hai đường bao thì không rút ra được kết Để kiểm định giả thuyết H0, tác giả so sánh luận. Hiệu chỉnh sai số (Error correction term) giá trị của thống kê F (F-statistic) tính toán với sẽ được dùng xác định ĐLK (Kremers và cộng giá trị giới hạn của hai đường bao ứng với các sự, 1992). mức ý nghĩa chuẩn (đường bao dưới ứng với Phương trình cân bằng dài hạn được viết I(0), đường bao trên ứng với I(1)): Nếu giá trị dưới dạng sau: LEXP 1 2 LE 3 LFDI 4 LPD 5 LGC. (3) Trong đó, các hệ số dài hạn 1,,,, 2 3 4 5 được xác định như sau: p 2 pp35p4      2, j 3,k  4, l  5, m ;;;;. j 0 k 0 l 0 l 0 (4) 1p1 2 p 1 3 p 1 4 p 1 5 p 1 1 1,i 1   1, i 1   1, i 1   1, i 1   1, i i 1 i 1 i 1 i 1 i 1 Mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM - ARDL) với độ trễ p1,,,, p 2 p 3 p 4 p 5 theo phương pháp Engle - Granger như sau: pp11 LEXPt   1, i LEXP t ( i 1) ii 2 pp22 2,0 LEt  2, j LE t ( j 1) jj 2 pp33 3,0 LFDIt  3, k LFDI t ( k 1) kk 2 pp44 4,0 LPDt  4,l LPD t ( l 1) ll 2 pp55 5,0 LGCt  5, m LGC t ( m 1) mm 2 p1 (1  1,i )ECM t 1 t . i 1 18
7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 (5) Trong đó ECMt-1 là sai số hiệu chỉnh, phản ánh tốc độ điều chỉnh hướng tới cân bằng dài hạn. pp12 ECMt 1 LEXP t   1, i LEXP t i  2, j LE t j ij 10 (6) pp35p4 3,kLFDI t k   4, l LPD t l   5, m LGC t m . k 0 l 0 m 0 Để đảm bảo mô hình ARDL đáng tin cậy và phần dư (CUSUMSQ: Cumulative Sum of ổn định, cần thực hiện các kiểm định chẩn Square of Recursive Residuals). đoán liên quan như: kiểm định Wald, kiểm 5. Kết quả nghiên cứu định dạng sai mô hình thông qua kiểm định 5.1. Kiểm định nghiệm đơn vị RESET của Ramsey, kiểm định Larange Kiểm định nghiệm đơn vị để chắc chắn multiplier (LM) để kiểm tra tính tự tương rằng không có biến nào tích hợp ở bậc 2, bởi quan, kiểm định phương sai sai số thay đổi, vì hồi quy có thể là giả mạo nếu các biến dừng định tính ổn định của phần dư của mô hình ở sai phân bậc 2. Kết quả kiểm định nghiệm thông qua kiểm định tổng tích lũy của phần dư đơn vị của các biến theo phương pháp ADF (CUSUM: Cumulative Sum of Recursive của Dickey và Fuller (1979) như sau: Residuals) và tổng tích lũy hiệu chỉnh của Bảng 2: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến: Biến Giá trị thống kê t Kết luận Bậc tích hợp LEXP -3,417 Chuỗi dừng I(0) LE -6,455 Chuỗi dừng I(0) LFDI -6,329 Chuỗi dừng I(0) LPD -0,965 Chuỗi không dừng ΔLPD -5,346 Chuỗi dừng I(1) LGC -2,677 Chuỗi không dừng ΔLGC -8,430 Chuỗi dừng I(1) Ghi chú: , , * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Bảng 2 cho thấy ở mức ý nghĩa 5%, các không cùng mức liên kết I(1) hoặc I(0) thì áp biến LEXP, LE và LFDI cùng tích hợp bậc 0, dụng thủ tục ARDL là thích hợp nhất cho riêng LPD VÀ LGC tích hợp bậc 1. Điều này nghiên cứu thực nghiệm). cho thấy việc sử dụng phương pháp ARDL là 5.2. Kiểm định đường bao (bound test) thích hợp theo phương pháp nghiên cứu được Kiểm định đường bao nhằm xác định mối trình bày ở mục 4 (Theo Pesaran và Shin quan hệ ĐLK giữa các biến cho kết quả như (1999), Hamuda và cộng sự (2013), các biến Bảng 3. 19
8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 Bảng 3: Kết quả kiểm định đường bao (bound test) Intercept and no trend Số Giá trị Giá trị giới hạn của các đường bao biến thống kê F 90% 95% 97,5% 99% k F-statistic I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) I(0) I(1) 4 17,965 2,425 3,574 2,850 4,049 3,292 4,518 3,817 5,122 Kết quả Bảng 3 cho thấy giá trị F-statistic giữa các biến, hay nói cách khác là tồn tại mối lớn hơn giá trị giới hạn đường bao trên ứng với quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình. mức ý nghĩa 1% được cung cấp ở phần phụ lục 5.3. Lựa chọn độ trễ của mô hình ARDL trang 478, Pesaran và Pesaran (1997). Như vậy Dựa vào tiêu chí SBC, độ trễ tối ưu của mô có thể bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả hình ARDL là ARDL (1, 1, 2, 0, 1) (Bảng 4). thuyết H1: có sự tồn tại mối quan hệ ĐLK Bảng 4: Ước lượng mô hình ARDL với biến phụ thuộc LEXP Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất LEXP(-1) 0,06593 0,17118 0,3852 0,705 LE 0,97502 0,18373 5,3069 0,000 LE(-1) -0,35007* 0,17790 -1,9679 0,065 LFDI 0,19449 0,05303 3,6678 0,002 LFDI(-1) -0,24133 0,04214 -5,7265 0,000 LFDI(-2) 0,08931 0,03027 2,9506 0,009 LPD 1,78940 0,61100 2,9286 0,009 LGC -0,17956 0,15897 -1,1295 0,274 LGC(-1) 0,43655 0,16996 2,5686 0,019 INPT -12,7470 2,84560 -4,4795 0,000 R-Squared 0,99 DW-statistic 1,680 R-Bar-Squared 0,98 Schwarz Bayesian Criterion 27,204 F-statistic 277,883 Pob (F-statistic) 0,000 Ghi chú: , , * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Mô hình ARDL vừa tìm được có R2 hiệu Tác giả đã tiến hành các kiểm định liên chỉnh bằng 0,98, tức là mô hình giải thích đến quan như: kiểm định Wald, kiểm định dạng sai 98% sự biến động của biến xuất khẩu theo các mô hình thông qua kiểm định RESET của biến: tỷ giá, đầu tư trực tiếp nước ngoài, mật Ramsey, kiểm định Larange multiplier (LM) độ dân số và chi tiêu tiêu dùng của Chính phủ. để kiểm tra tính tự tương quan, kiểm định 5.4. Các kiểm định tính phù hợp của mô phương sai sai số thay đổi (Bảng 5). hình 20
9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 Bảng 5: Các kiểm định chẩn đoán STT Kiểm định Thống kê Giá trị thống kê Xác suất CHSQ(9) 2500,949 0,000 1 Wald F(9, 18) 277,883 0,000 CHSQ( 1) 0,003 0,955 2 Dạng hàm F(1, 17) 0,002 0,964 CHSQ( 1) 0,534 0,465 3 Tự tương quan F(1, 17) 0,330 0,573 Phương sai sai số CHSQ( 1) 0,891 0,345 4 thay đổi F (1, 26) 0,854 0,364 Bên cạnh, tác giả kiểm định tính ổn định of Recursive Residuals) (Hình 3) đều cho thấy của phần dư của mô hình thông qua kiểm định tổng tích lũy của phần dư và tổng tích lũy hiệu tổng tích lũy của phần dư (CUSUM: chỉnh của phần dư đều nằm trong dải tiêu Cumulative Sum of Recursive Residuals) chuẩn ứng với mức ý nghĩa 5% nên có thể kết (Hình 2) và tổng tích lũy Plot hiệu of ch Cumulativeỉnh của phần Sumluận ph ofần Recursivedư của mô hình có tính ổn định và dư (CUSUMSQ: Cumulative Sum of SquareResiduals vì thế mô hình là ổn định. 15 10 5 0 -5 -10 -15 1988 1993 1998 2003 2008 2013 2015 Plot The straight of linesCumulative represent critical bounds Sum at 5% of significance Squares level Hìnhof Recursive 2: Tổng tích lũyResiduals của phần dư. 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 1988 1993 1998 2003 2008 2013 2015 The straight lines represent critical bounds at 5% significance level Hình 3: Tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư. Kết quả các kiểm định cho thấy mô hình (LEXP). đáng tin cậy và ổn định, đảm bảo để ước lượng 5.6. Ước lượng các hệ số ngắn hạn của các hệ số dài hạn và ngắn hạn. mô hình ARDL: 5.5. Ước lượng các hệ số dài hạn của mô Để phân tích ảnh hưởng của xu hướng thay hình ARDL: đổi ngắn hạn lên cân bằng trong dài hạn, Bảng 6 trình bày kết quả ước lượng các hệ nghiên cứu sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số số dài hạn của mô hình ARDL với độ trễ (1, 1, ECM. Bảng 7 trình bày kết quả ước lượng các 2, 0, 1). Với kết quả tính toán từ mô hình hệ số ngắn hạn từ mô hình ARDL với các độ ARDL cho thấy: trong dài hạn các biến đều có trễ được lựa chọn. tác động tích cực đến xuất khẩu của Việt Nam 21
10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 Bảng 6: Ước lượng các hệ số dài hạn của mô hình ARDL với các độ trễ (1, 1, 2, 0, 1) với biến phụ thuộc LEXP Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất LE 0,669 0,136 4,929 0,000 LFDI 0,045 0,076 2,676 0,015 LPD 1,915 0,365 5,248 0,000 LGC 0,275* 0,152 1,810 0,087 INPT -13,647 1,332 -10,241 0,000 Ghi chú: , , * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Kết quả cho thấy trong ngắn hạn, trong điều nước ngoài có tác động cùng chiều với biến kiện các yếu tố khác không đổi, biến thiên của thiên xuất khẩu ở hiện tại, nhưng giá trị biến tỷ giá hối đoái và mật độ phân bố dân số có tác thiên một năm trước đó có tác động trái chiều. động dương đến biến thiên của xuất khẩu của Trong khi sự tác động của chi tiêu Chính phủ Việt Nam. Còn biến thiên của đầu tư trực tiếp không có ý nghĩa về mặt thống kê. Bảng 7: Kết quả tính toán tác động ngắn hạn bằng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) dựa trên cách tiếp cận ARDL với biến phụ thuộc ΔLEXP Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất ΔLE 0,975 0,184 5,307 0,000 ΔLFDI 0,194 0,053 3,668 0,001 ΔLFDI (-1) -0,089 0,030 -2,951 0,008 ΔLPD 1,789 0,611 2,929 0,008 ΔLGC -0,179 0,159 -1,130 0,271 INPT -12,747 2,846 -4,480 0,000 ECM(-1) -0,934 0,171 -5,456 0,000 R-Squared 0,97 DW-statistic 1,731 R-Bar-Squared 0,96 Schwarz Bayesian Criterion 27,204 F-statistic 146,723 Pob (F-statistic) 0,000 Ghi chú: , , * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Với: ECM LEXP 0,669 LE 0,045 LFDI (7) 1,916 LPD 0,275 LGC 13,647 INPT . Phần sai số hiệu chỉnh cung cấp thông tin của Việt Nam trong ngắn h ạ n. phản hồi hay tốc độ điều chỉnh của các hệ số 6. Kết luận ngắn hạn quy tụ về cân bằng dài hạn trong mô Kết quả thực nghiệm cho thấy trong dài hình. Hệ số của phần sai số hiệu chỉnh ECM(- hạn, sự biến động của xuất khẩu của Việt Nam 1) có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đã đảm bảo được giải thích bởi sự biến động của các biến: rằng nghiên cứu có tồn tại mối quan hệ đồng tỷ giá, đầu tư trực tiếp nước ngoài, mật độ dân tích hợp như đã tìm ra ở phần kiểm định số và chi tiêu tiêu dùng cuối cùng của Chính đường bao theo Pesaran (1997). Phần sai số phủ. Chúng đều có tác động một cách tích cực hiệu chỉnh nằm trong khoảng [-1 < -0,934 < và có ý nghĩa thống kê đến xuất khẩu (LEXP) 0]. Điều này cho thấy mức độ điều chỉnh tới của Việt Nam. 93% sự sai lệch giữa giá trị ngắn hạn để đạt Với thị trường nội địa tương đối nhỏ, Việt cân bằng dài hạn. Mô hình ECM giải thích Nam theo đuổi các chính sách kinh tế mở cửa được 96% sự biến động của chỉ số xuất khẩu và khuyến khích với hoạt động FDI, đã thu hút 22
11. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 được nhiều FDI định hướng xuất khẩu quan tăng cường tính linh hoạt của tỷ giá trong giới trọng. Trong điều kiện các yếu tố khác không hạn ổn định cho phép, theo hướng ổn định vĩ đổi, mặc dù trong ngắn hạn tác động của đầu mô. Để ổn định tỷ giá, một điểm tựa vững tư trực tiếp nước ngoài đối với xuất khẩu chắc để ổn định kinh tế vĩ mô, Chính phủ cũng không rõ ràng nhưng trong dài hạn lại có tác cần kiểm soát chặt chẽ cung tiền. Điều hành động tích cực, khi cứ 1% tăng lên của đầu tư chính sách tiền tệ chủ động, linh hoạt và thận trực tiếp nước ngoài trên GDP làm cho EXP trọng nhằm ổn định thị trường tiền tệ, bảo đảm tăng 0,045% với mức ý nghĩa 5%. Tuy nhiên, khả năng thanh khoản của hệ thống ngân hàng tác động này là rất thấp. Kết quả này phù hợp và đáp ứng nhu cầu vốn phục vụ sản xuất, kinh với nghiên cứu của Nguyen, Sun, & Anwar doanh, trong đó ưu tiên lĩnh vực xuất khẩu. (2017). Trong dài hạn, khi các điều kiện vĩ mô đã Theo báo cáo của Viện Nghiên cứu Chính chín muồi, thị trường tài chính trong nước sách và Kinh tế (VEPR), sở dĩ FDI tăng là do được cải thiện cùng với các cơ chế giám sát Việt Nam là nước có lợi thế xuất khẩu khi giá hữu hiệu, mở cửa tài chính là bắt buộc và tất nhân công rẻ, chi phí đầu vào trung bình rẻ yếu theo lộ trình cam kết mở cửa tài khoản hơn so với nhiều nước khác, nguyên liệu nhiều vốn, thì cơ chế thả nổi tỷ giá có quản lý là một ngành như nông sản, thủy sản có tại chỗ, lựa chọn hợp lý. (Quốc Hùng và Hồng Phúc, 2015). Vì thế, để Mặc khác, kết quả thực nghiệm minh chứng tận dụng cơ hội với nguồn vốn FDI, khi đưa ra tác động của chi tiêu tiêu dùng Chính phủ đối các ưu đãi đầu tư, Việt Nam cần phải có chọn với xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn lọc đối với ngành, lĩnh vực nhất định phù hợp không có ý nghĩa thống kê nhưng có tác động với chính sách xuất khẩu, nhằm đạt mục tiêu thúc đẩy xuất khẩu trong dài hạn, khi mà cứ và định hướng phát triển theo từng giai đoạn. 1% tăng lên của chi tiêu tiêu dùng Chính phủ Trong mô hình, biến tỷ giá có tác động tích thì EXP tăng 0,275% với mức ý nghĩa 10%. cực đến EXP, cứ 1% tăng lên của tỷ giá thì Điều này hàm ý: Chính phủ cần điều tiết chi EXP tăng 0,669% với mức ý nghĩa 1%. Để cải tiêu tiêu dùng, quan tâm để đạt được cân bằng thiện xuất khẩu, đối với cơ chế điều hành tỷ cán cân ngân sách trung và dài hạn, đồng thời giá hiện thời, Chính phủ cần có những biện để tạo cú hích cho xuất khẩu hướng đến mục pháp nhằm giảm thiểu những rủi ro, đặc biệt là tiêu tăng trưởng bền vững. Tài liệu tham khảo Adhikary, B. K. (2012). Impact of foreign direct investment, trade openness, domestic demand, and exchange Rate on the export performance of Bangladesh: A VEC Approach. Economics Research International, 2012. Ahmed, M.U., Muzib, M. and Roy, A. (2013). Price-Wage Spiral in Bangladesh:Evidence from ARDL Bound Testing Approach. International Journal of Applied Economics, 10(2), pp. 77-103. Amoro, G., Shen. Y. (2013). The Determinants of Agricultural Export: Cocoa and Rubber in Cote d’Ivoire. International Journal of Economics and Finance. 5(1), pp. 77-103. Anwar, S., & Nguyen, L. P. (2011). Foreign direct investment and export spillovers: Evidence from Vietnam. International Business Review, 20(2), pp. 177-193. 23
12. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 Aitken, B., Hanson, G. H., & Harrison, A. E. (1997). Spillovers, foreign investment, and export behavior. Journal of International Economics, 43(1), pp. 103-132. Arize, A. C. (1996). The effects of exchange-rate volatility on U.S.exports: an empirical investigation. Southern Economic Jour-nal, vol. 62, no. 1, pp. 34–43. Arize, A. C., Osang, T., & Slottje, D. J. (2000). Exchange-rate volatil- ity and foreign trade: evidence from thirteen LDC’s. Journal of Business and Economic Statistics, vol. 18, no. 1, pp. 10–17. Babatunde, M. A. (2009). Can trade liberalization stimulate export performance in Sub- Saharan Africa?. Journal of International and Global Economic Studies, vol. 2, no. 1, pp. 68–92. Bournakis, I., and Tsoukis, C. (2016). Government size, institutions, and export performance among OECD economies. Economic Modelling, 53, 37-47. Chimobi, O. P. and Uche, U. C. (2010). Export, domestic demand and economic growth in Nigeria: granger causality analysis. European Journal of Social Sciences, vol. 13, no. 2, pp. 211– 218. Dickey, D. and Fuller, W. (1979). Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series with a Unit Root. Journal of the American Statistical Association (74), pp. 427-431. Duasa, J. (2009). Asymmetric cointegration relationship between real exchange rate and trade variables: the case ofMalaysia. MPRA Paper 1453. Dunning, J. H. (1988). The eclectic paradigm of international production: A restatement and some possible extensions. Journal of International Business Studies, 19(1), pp. 1-31. Engle, R. F., and C. W. J. Granger. (1987). Co-Integration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing. Econometrica, 55, pp. 251-276. Haleem, U. et al. (2005). Estimation of Export Supply Function for Citrus Fruit in Pakistan. The Pakistan Development Review, 44 (4), pp. 659–672. Hamuda, A. M., Suliková, V., Gazda, V. & Horváth, D. (2013). ARDL investment model of Tunisia. Theoretical and Applied Economics. (20:2), pp. 57-68. Hà Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh. (2013). Mối quan hệ tỷ giá hối đoái và cán cân thanh toán. Tạp chí Khoa học đào tạo ngân hàng, số 103, trang 17-24. Hsiao, F. S. T. and Hsiao, M. C. W. (2006). FDI, exports, and GDP in East and Southeast Asia-Panel data versus time-series causality analyses. Journal of Asian Economics, vol. 17, no. 6, pp. 1082–1106. Johansen, S. (1988). Statistical Analysis of Cointegration Vectors. Journal of Economic Dynamic and Control, 12, pp. 231-254. Krugman, P. R., Obsfeld, M., Melitz, M. (2012). International economic. 9th ed, Addison Wesley Pearson. Le Hoang Phong and Dang Thi Bach Van. (2017). The impact of macroeconomic factors on trade balance in Vietnam. Banking Technology Review. No.1, September, 2017 Lê Hoàng Phong và Đặng Thị Bạch Vân. (2016). Tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đối với cán cân thương mại tại Việt Nam. Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, số 123, trang 25-35. 24
13. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 Liu, X., Wang, C., & Wei, Y. (2001). Causal links between foreign direct investment and trade in China. China Economic Review, 12(2), pp. 190-202. Markusen, J. R., & Venables, A. J. (1998). Multinational firms and the new trade theory. Journal of International Economics, 46(2), pp. 183-203. Martinez-Martin, J. (2010). On the dynamics of exports and FDI: the Spanish internationalization process. Working Paper 2010/10, Research Institute of Applied Economics, Barcelona, Spain. Mwinuka, L., and Mlay, F. (2015). Determinants and Performance of Sugar Export in Tanzania. Journal of Finance and Economics, 3(1), pp. 6-14. Mortaza, M. G. and Narayan, C. D. (2007). Foreign direct investment, trade liberalization and economic growth: empirical evidence from South Asia and implications for Bangladesh. Working Paper Series 0712, Policy Analysis Unit, Bangladesh Bank, Dhaka, Bangladesh. Morrison, T. K. (1977). The Effects of Population Size and Population Density on the Manufactured Exports of Developing Countries. Southern Economic Journal, pp. 1368-1371. Nieh, C. C., Wang, Y. S. (2005). ARDL Approach to the Exchange Rate Overshooting in Taiwan. Review of Quantitative Finance and Accounting, 25, pp. 55–71. Njong, A. M. (2008). Investigating the effects of foreign direct investment on export growth in Cameroon. In Proceedings of the UNECA Ad-hoc Expert Group Meeting Paper, Addis Ababa, Ethiopia. Nguyen, D. T. H., & Sun, S. (2012). FDI and Domestic Firms’ Export Behaviour: Evidence from Vietnam. Economic Papers: A journal of applied economics and policy, 31(3), pp. 380-390. Nguyen, D. T. H., Sun, S., & Anwar, S. (2017). A long-run and short-run analysis of the macroeconomic interrelationships in Vietnam. Economic Analysis and Policy, Vol. 54, pp. 15- 25. Pesaran, M. H., Shin, Y. and Smith, R. J. (1996). Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships. DEA Working Paper 9622, Department of Applied Economics, University of Cambridge. Pesaran, M.H. and Pesaran B. (1997). Working with Microfit 4.0 - Interactive Econometric Analysis. Oxford University Press, pp. 478. Phạm Thị Ngân và Nguyễn Thanh Tú. (2015). Các yếu tố ảnh hưởng đến xuất khẩu thủy sản của VN sang thị trường Âu Mỹ. Tạp chí Khoa học thương mại, Số 80, trang 10 – 19. Quốc Hùng – Hồng Phúc. (2015). Liệu có làn sóng lớn đầu tư nước ngoài vào Việt Nam hậu TPP, truy cập từ vao-Viet-Nam-hau-TPP.html Sahoo, P. (2006). Foreign direct investment in South Asia: policy, trends, impact and determinants. ADB Institute Discussion Paper 56, 2006. Trần Nhuận Kiên và Ngô Thị Mỹ. (2015). Các yếu tố ảnh hưởng đến kim ngạch xuất khẩu nông sản VN: Phân tích bằng mô hình trọng lực. Chuyên đề Kinh tế & Chính trị thế giới, Số 3, trang 47 – 52. 25
14. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 Trần Thanh Long và Phan Thị Quỳnh Hoa. (2015). Phân tích các yếu tố tác động đến xuất khẩu thủy sản của VN. Tạp chí Kinh tế và Dự báo, Số 13, trang 32– 34. Vernon, R. (1999). International investment and international trade in the product cycle. The Internationalization of the Firm: A Reader, pp. 14-26. Wong, H.-T. (2008). Exports and domestic demand: some empirical evidence in ASEAN 5. Labuan Bulletin of International Business and Finance, vol. 6, pp. 39–55. Yanikkaya, H. (2003). Trade openness and economic growth: a cross-country empirical investigation. Journal of Development economics, 72(1), 57-89. Yusoff, M. B., and Sabit, A. H. (2015). The Effects of Exchange Rate Volatility on ASEAN- China Bilateral Exports. Journal of Economics, Business and Management, 3(5), pp. 479-482. 26