Tác động của môi trường kinh tế đến quy mô của thị trường bán lẻ tại Việt Nam

pdf 11 trang Đức Chiến 04/01/2024 260
Bạn đang xem tài liệu "Tác động của môi trường kinh tế đến quy mô của thị trường bán lẻ tại Việt Nam", để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên

Tài liệu đính kèm:

  • pdftac_dong_cua_moi_truong_kinh_te_den_quy_mo_cua_thi_truong_ba.pdf

Nội dung text: Tác động của môi trường kinh tế đến quy mô của thị trường bán lẻ tại Việt Nam

  1. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (43) 2015 63 TÁC ĐỘNG CỦA MÔI TRƯỜNG KINH TẾ ĐẾN QUY MÔ CỦA THỊ TRƯỜNG BÁN LẺ TẠI VIỆT NAM Ngày nhận bài: 24/04/2015 Trần Tuấn Anh1 Ngày nhận lại: 29/06/2015 Ngày duyệt đăng: 10/07/2015 TÓM TẮT Trong giai đoạn hội nhập kinh tế toàn cầu, thị trường bán lẻ Việt Nam đã có những bước phát triển mạnh. Tăng trưởng của qui mô thị trường bán lẻ trong nước được duy trì ở mức cao so với các nước thuộc khu vực ASEAN trong khoảng thời gian dài. Động lực phía sau của quá trình tăng trưởng này là những tác động tích cực từ môi trường kinh tế trong nước. Thông qua việc thu thập dữ liệu kinh tế vĩ mô giai đoạn 1990 – 2014 và sử dụng phương pháp hồi qui đa biến với dãy số thời gian kết hợp ứng dụng lý thuyết đồng liên kết và mô hình điều chỉnh sai số, bài nghiên cứu phân tích mối liên hệ giữa một số yếu tố của môi trường kinh tế với qui mô của thị trường bán lẻ. Kết quả nghiên cứu cho thấy trong thời gian qua, đà tăng trưởng của qui mô thị trường bán lẻ cho khoảng 90 triệu dân tại Việt Nam chịu sự tác động chính từ yếu tố thu nhập của người tiêu dùng và mức độ lạm phát của nền kinh tế. Do đó, duy trì tăng trưởng kinh tế song song với kiềm chế lạm phát và kiểm soát tốc độ tăng dân số là những yếu tố then chốt cho sự phát triển bền vững của thị trường bán lẻ tại Việt Nam. Từ khóa: Thị trường bán lẻ, môi trường kinh tế. ABSTRACT In the period of global economic integration, Vietnam's retail market has grown significantly. Growth of local retail market size has been maintained at a high level compared with that of other countries in the ASEAN region for a long period. The driving force behind this growth is the positive impact of the economic environment in the country. By means of collecting the macroeconomic data from 1990 to 2014 and using multivariate linear regression method with time - series data, cointegration theory and error correction model, the research analyzed the relationship between some elements of the economic environment and the size of the retail market. The results showed that in recent time, the growth of the retail market size for about 90 million people in Vietnam has been affected mainly by the consumer income and the inflation level of the economy. Therefore, maintaining economic growth along with controlling inflation and population growth is the key factor for the sustainable development of the retail market in Vietnam. Keywords: Retail market, economic environment. 1. Giới thiệu1 lưới phân phối bán lẻ hàng hóa ở cả hai khu Trong những năm vừa qua, song hành với vực thành thị và nông thôn đều có những quá trình phát triển của kinh tế Việt Nam, thị chuyển biến tích cực. Nhờ qui mô của thị trường bán lẻ trong nước tăng trưởng nhanh trường bán lẻ tăng trưởng liên tục suốt thời và trở thành một trong những thị trường bán gian dài, các loại hình bán lẻ hiện đại dần xuất lẻ hấp dẫn trong khu vực châu Á. Một trong hiện. Nếu như trước đây, mạng lưới phân phối những đặc điểm phát triển của thị trường bán hàng hóa tại Việt Nam chủ yếu thông qua lẻ Việt Nam là qui mô của thị trường bán lẻ kênh bán lẻ truyền thống bao gồm các loại tăng trưởng cao trong nhiều năm liền. Mạng chợ, các cửa hàng kinh doanh cá thể thì gần 1 ThS, Trường Đại học Mở TP.HCM.
  2. 64 KINH TẾ đây, nhờ sự hình thành và phát triển của các của tổng mức bán lẻ hàng hóa trong giai đoạn chuỗi siêu thị, trung tâm thương mại, cửa này đạt khoảng 10%. Trong giai đoạn 2006 – hàng tiện lợi, hàng hóa của doanh nghiệp 2012, tốc độ tăng trưởng bình quân mỗi năm chuyển dần từ kênh phân phối truyền thống đạt khoảng 12% và tổng mức bán lẻ hàng hóa sang mạng lưới phân phối hiện đại, đặc biệt đạt 1.790 ngàn tỷ. Tổng mức bán lẻ hàng hóa tại các thành phố lớn và các khu đô thị trung năm 2014 đạt 2.221,6 ngàn tỷ đồng và nếu so tâm của các tỉnh thành trong cả nước. Theo với năm 1995, tổng mức bán lẻ hàng hóa năm Cục Xúc tiến Thương mại (2015), giá trị hàng 2014 đã tăng hơn 20 lần. hóa bán lẻ qua kênh bán lẻ hiện đại chiếm Nhờ duy trì được tăng trưởng ổn định xấp khoảng 20% doanh số bán lẻ của cả nước. Sự xỉ 15% trong giai đoạn dài từ năm 1995 đến tăng trưởng của qui mô thị trường bán lẻ đóng nay, thị trường bán lẻ tại Việt Nam trở thành vai trò quan trọng trong sự phát triển chung một trong những thị trường bán lẻ hấp dẫn của thị trường bán lẻ tại Việt Nam. Nhằm trong khu vực. Năm 2014, theo nghiên cứu nghiên cứu quá trình tăng trưởng của qui mô của A.T.Kearney, tính hấp dẫn của thị trường thị trường bán lẻ tại Việt Nam, bài nghiên cứu bán lẻ Việt Nam được xếp hạng 28 trên thế này phân tích và đánh giá tác động của môi giới theo các tiêu chí xếp hạng: mức độ hấp trường kinh tế đến sự tăng trưởng của qui mô dẫn của thị trường (trọng số 25%), rủi ro của thị trường bán lẻ trong nước. Các dữ liệu kinh quốc gia (trọng số 25%), mức độ bão hòa của tế vĩ mô của Việt Nam trong giai đoạn 1990 – thị trường (trọng số 25%) và áp lực thời gian 2014 được dùng trong nghiên cứu. (trọng số 25%). Trước đó, vào năm 2008, thị 1.1. Tổng quan về thị trường bán lẻ tại trường bán lẻ Việt Nam đã đứng đầu bảng thị Việt Nam trường hấp dẫn nhất thế giới.Tuy nhiên, do Thị trường bán lẻ tại Việt Nam là một tính cạnh tranh cao giữa các thị trường bán lẻ trong những thị trường có tốc độ tăng trưởng trên thế giới và một số hạn chế về yếu tố mức cao và ổn định. Nếu như năm 1995, tổng mức độ hấp dẫn của thị trường từ một số rào cản về bán lẻ hàng hóa đạt 94,86 ngàn tỷ thì đến năm môi trường đầu tư và kinh doanh nên thứ hạng 2000, giá trị này đạt 183,86 ngàn tỷ, tức là của thị trường Việt Nam không ổn định: năm tăng gần gấp đôi so với năm 1995. Đến năm 2009, thị trường bán lẻ Việt Nam xếp hạng 5, 2005, tổng mức bán lẻ hàng hóa đạt 373,9 giảm xuống hạng 14 năm 2010 và hạng 23 ngàn tỷ, tăng khoảng gấp đôi so với năm năm 2011 (Hiệp hội bán lẻ Việt Nam, 2011). 2000. Tốc độ tăng trưởng bình quân hàng năm Hình 1. Tổng mức bán lẻ hàng hóa tại Việt Nam giai đoạn 2000 – 2014 Nguồn: Tổng cục Thống kê Việt Nam Đơn vị: Tỷ đồng
  3. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (43) 2015 65 Dù tồn tại một số hạn chế nhất định trong qua. Nhờ vào tăng trưởng kinh tế được duy trì quá trình hội nhập kinh tế toàn cầu, nhưng các trong suốt thời gian dài nên thu nhập của nền tảng vững chắc của bối cảnh tăng trưởng người tiêu dùng được cải thiện. Hơn nữa, với kinh tế và các điều kiện kinh tế vĩ mô tích cực qui mô dân số khoảng 90 triệu người, các yếu cùng với chính sách thúc đẩy phát triển thị tố thuận lợi của môi trường kinh tế đã tác động trường nội địa của nhà nước đã tạo được động tốt đến đà tăng trưởng qui mô của thị trường lực cho thị trường bán lẻ tại Việt Nam phát bán lẻ. triển ổn định. 1.2.1. Tăng trưởng kinh tế và GDP bình 1.2. Một số đặc điểm của môi trường quân đầu người kinh tế Việt Nam Tăng trưởng kinh tế là một trong những Qui mô của thị trường bán lẻ tăng trưởng nhân tố quan trọng ảnh hưởng đến tổng mức phụ thuộc phần lớn vào chi tiêu của người tiêu bán lẻ hàng hóa. Nhờ kinh tế tăng trưởng, thu dùng. Do thị trường bán lẻ phục vụ nhu cầu nhập của người tiêu dùng trong nước được gia tiêu dùng cuối cùng của cộng đồng dân cư nên tăng, qua đó, theo cơ sở lý thuyết về tiêu dùng, sức mua của người tiêu dùng trong nước đóng chi tiêu cho tiêu dùng tăng và sự gia tăng này vai trò quan trọng trong quá trình tăng trưởng đã thúc đẩy thị trường bán lẻ nội địa tăng của tổng mức bán lẻ hàng hóa trong thời gian trưởng. Hình 2. Tăng trưởng GDP Việt Nam giai đoạn 1990 – 2014 Nguồn: Tổng cục Thống kê Việt Nam Đơn vị: % Trong giai đoạn, 1990 – 1999, GDP Việt kinh tế. Nhìn chung trong giai đoạn 1990 – Nam tăng trưởng trung bình 7,2%/năm. Giai 2014, tăng trưởng kinh tế Việt Nam vẫn nằm đoạn 2000 – 2010, tăng trưởng GDP trung ở mức cao so với các nước trong khu vực bình đạt 6,6%/năm. Tuy nhiên trong những ASEAN. Các chuyên gia kinh tế nhận định kể năm 2011 – 2014, tốc độ tăng trưởng GDP từ năm 2015, sự bất ổn kinh tế vĩ mô tại Việt giảm còn 5,7%/năm. Những bất ổn về kinh tế Nam được chặn đứng và tăng trưởng GDP của vĩ mô giai đoạn 2008 – 2009 và 2011 – 2012 Việt Nam sẽ phục hồi ở mức trên 6%/năm đã tác động tiêu cực đến tốc độ tăng trưởng (ADB, 2015).
  4. 66 KINH TẾ Hình 3. GDP bình quân đầu người giai đoạn 1990 – 2014 Nguồn: Tổng cục Thống kê Việt Nam Đơn vị: Ngàn đồng Dù gặp khó khăn trong giai đoạn 2008 – xét theo phân bố độ tuổi, Việt Nam có cơ cấu 2012, nhưng nhìn chung, trong giai đoạn 1990 dân số với đa phần dân số trẻ. Theo số liệu – 2014, GDP bình quân đầu người tại Việt của Tổng cục Thống kê Việt Nam năm 2011, Nam vẫn tăng trưởng tốt. Tăng trưởng của tỷ lệ dân số có độ tuổi dưới 30 chiếm 50,3% GDP bình quân đầu người trung bình hàng dân số và tỷ lệ dân số có độ tuổi dưới 40 năm khoảng 11,2%. Đặc biệt, kể từ năm 2008, chiếm 65,8% dân số. GDP bình quân đầu người tại Việt Nam chính Theo cơ cấu tuổi, dân số được chia làm 3 thức vượt ngưỡng 1000USD/người/năm, đưa nhóm. Nhóm trẻ em có độ tuổi từ 0 đến 14. Việt Nam từ nước có thu nhập thấp sang nước Nhóm người cao tuổi có độ tuổi từ 60 trở lên. có thu nhập trung bình thấp trên thế giới. Cho Nhóm người trong độ tuổi lao động có độ tuổi đến cuối năm 2014, GDP bình quân đầu người từ 15 đến 60. Các nhà nghiên cứu đưa ra 3 hàng năm tại Việt Nam đạt 43,4 triệu, tức là loại tỷ số phụ thuộc: đạt xấp xỉ mức 2000 USD/người/năm, gấp đôi T1 là tỷ số phụ thuộc trẻ em và được tính so với năm 2008. bằng tỷ số giữa số trẻ em và số người trong độ 1.2.2. Qui mô và cơ cấu dân số tuổi lao động. Yếu tố dân số của một quốc gia đóng vai T2 là tỷ số phụ thuộc già và được tính trò quan trọng cho sự phát triển kinh tế xã hội bằng tỷ số giữa số người cao tuổi và số người của quốc gia đó. Dân số tác động đến các yếu trong độ tuổi lao động. tố quan trọng của quá trình phát triển, bao T là tỷ số phụ thuộc chung và được tính gồm: yếu tố kinh tế, xã hội và môi trường. bằng tổng của hai tỷ số T1 và T2. Theo Tổng cục Thống kê Việt Nam, cho Theo Quỹ dân số Liên Hiệp Quốc, dân số đến cuối năm 2014, dân số Việt Nam đạt 90,7 của một quốc gia với đặc điểm tỷ số phụ triệu người. Tốc độ tăng trưởng dân số tại thuộc chung nhỏ hơn 0,5 được gọi là có cơ Việt Nam luôn được kiểm soát và duy trì ổn cấu dân số vàng. Trong cơ cấu này, bình quân định. Theo Tổng cục Dân số - Kế hoạch hóa 2 người lao động chỉ nuôi 1 người ăn theo. gia đình, tốc độ tăng dân số bình quân năm Nghiên cứu của UNFPA năm 2010 cho thấy, thời kỳ 2011 – 2013 là 1,05%, dự kiến dân số Việt Nam có cơ cấu dân số vàng trong giai năm 2015 đạt 91,3 triệu người. Qui mô dân số đoạn 2009 đến 2039. Đây là giai đoạn thuận lớn là một trong những yếu tố quan trọng tạo lợi cho quá trình phát triển kinh tế Việt Nam lượng cầu cho thị trường bán lẻ của Việt Nam. nói chung và cho sự tăng trưởng của thị Bên cạnh yếu tố qui mô và tốc độ tăng trường trường bán lẻ nói riêng. trưởng dân số ổn định theo hướng tích cực,
  5. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (43) 2015 67 Hình 4. Dân số Việt Nam giai đoạn 1990 – 2014 Nguồn: Tổng cục Thống kê Việt Nam Đơn vị: Ngàn đồng 1.2.3. Đặc điểm của lạm phát kinh tế và chi tiêu của người tiêu dùng đã Tại Việt Nam, diễn tiến của lạm phát thay được các nghiên cứu trước đây minh chứng. đổi theo từng thời kỳ. Giai đoạn 1990 – 1992 Theo Katona (1975), lạm phát không chỉ làm là giai đoạn lạm phát cao với tốc độ tăng cho thu nhập thực tế của người tiêu dùng giảm trưởng chỉ số giá tiêu dùng hàng năm lên đến mà còn ảnh hưởng đến tâm lý của người tiêu là 51%. Sau đó, lạm phát giảm dần trong các dùng trong khía cạnh chi tiêu. Khi lạm phát năm tiếp theo. Trong giai đoạn 1996 – 2006, tăng, tâm lý bi quan của người dân về viễn lạm phát tại Việt Nam nằm ở mức 1 con số. cảnh kinh tế lan rộng và người tiêu dùng có Từ năm 1999 đến năm 2001, tốc độ tăng khuynh hướng tăng tiết kiệm và hạn chế chi trưởng của chỉ số giá tiêu dùng hàng năm ở tiêu. Việc hạn chế chi tiêu của người tiêu mức dưới 1%. Trong giai đoạn 2008 – 2011, dùng có tác động làm giảm sức mua trên thị lạm phát có diễn biến tăng giảm thất thường, trường bán lẻ và qua đó ảnh hưởng tiêu cực Chỉ số giá tiêu dùng bình quân của năm 2008 đến đà tăng trưởng của thị trường bán lẻ tại tăng cao gần 20% . Sau đó, lạm phát giảm dần Việt Nam. Trong những năm gần đây, chính trong các năm 2009 và 2010. Đến năm 2011, phủ Việt Nam có nhiều biện pháp hữu hiệu chỉ số giá tiêu dùng trong năm vọt tăng lên chặn đứng đà gia tăng bất thường của lạm gần 19%. Nhưng trong giai đoạn 2012 – 2014, phát, đặc biệt trong các năm 2008 và 2011. tăng trưởng của chỉ số giá tiêu dùng hàng năm Trong giai đoạn 2012 đến 2014, lạm phát tại nằm ở mức một con số. Việt Nam được kiểm soát và tốc độ tăng Hiện tượng lạm phát trong nền kinh tế trưởng của chỉ số giá tiêu dùng hàng năm nằm của một quốc gia ảnh hưởng lớn đến chi tiêu ở mức dưới 6%. Mức độ lạm phát thấp trong của người tiêu dùng trong quốc gia đó. Mối nền kinh tế có tác động hỗ trợ cho đà tăng liên hệ giữa hiện tượng lạm phát trong nền trưởng của thị trường bán lẻ trong nước.
  6. 68 KINH TẾ Hình 5. Chỉ số giá tiêu dùng tại Việt Nam giai đoạn 1990 – 2014 Nguồn: Tổng cục Thống kê Việt Nam Đơn vị: % 2. Phương pháp nghiên cứu ảnh hưởng trực tiếp đến tăng trưởng của thị Tổng mức bán lẻ hàng hóa là chỉ tiêu trường bán lẻ tại các quốc gia như yếu tố lạm phản ánh doanh thu của hàng hóa của các phát, thất nghiệp và tốc độ tăng trưởng của doanh nghiệp, cơ sở sản xuất kinh doanh dân số tùy theo đặc điểm của thị trường được thông qua mạng lưới của các loại hình bán lẻ, nghiên cứu. bán trực tiếp cho các cá nhân, hộ gia đình Kế thừa các nghiên cứu về thị trường bán nhằm mục đích tiêu dùng. Theo phương pháp lẻ trong các nền kinh tế, tăng trưởng của qui thu thập dữ liệu của Tổng cục Thống kê Việt mô thị trường bán lẻ tại Việt Nam được xem Nam, số liệu này phản ánh mức tiêu dùng của xét trong mối liên hệ với các yếu tố GDP bình cá nhân và hộ gia đình tại Việt Nam. Tổng quân đầu người, dân số và lạm phát. Mối liên mức bán lẻ, qua đó, thể hiện được qui mô của hệ được biểu diễn qua mô hình hồi qui tuyến thị trường bán lẻ tại Việt Nam. Mặt khác, chỉ tính sau: tiêu này cũng phản ánh sức mua cho mục đích tiêu dùng của dân cư. Trong đó: TMBLt: tổng mức bán lẻ hàng Xem xét từ phía cầu, qui mô thị trường hóa; GDPDNt: GDP bình quân đầu người; bán lẻ tại Việt Nam thể hiện mức chi tiêu cho DANSOt: dân số; CPIt: chỉ số giá tiêu dùng. tiêu dùng cuối cùng của dân cư. Theo Giả Các số liệu về tổng mức bán lẻ hàng hóa, thuyết thu nhập tuyệt đối (Absolute Income Tổng sản phẩm quốc nội GDP, dân số, chỉ số Hypothesis) trong tác phẩm The General giá tiêu dùng được thu thập từ các Niên giám Theory of Employment, Interest and Money Thống kê và dữ liệu của Tổng cục Thống kê của Keynes, tiêu dùng có mối liên hệ tuyến Việt Nam trong giai đoạn 1990 – 2014. tính với thu nhập của người tiêu dùng. Mối Phương pháp phân tích dữ liệu dựa trên liên hệ trên được thể hiện qua phương trình: mô hình hồi qui với dãy số thời gian nhằm đánh giá mối liên hệ giữa các biến độc lập Trong đó: C: chi tiêu cho tiêu dùng; Y: GDP bình quân đầu người, dân số và chỉ số thu nhập khả dụng; : hằng số dương; c: xu giá tiêu dùng lên tổng mức bán lẻ hàng hóa. hướng tiêu dùng biên. Lý thuyết kiểm định tính dừng của dữ liệu dãy Các nghiên cứu của (Satyajit, 2010), số thời gian được dùng để phân tích đặc điểm (Kohli, 2011), (Goodness, 2013) cho thấy bên của các dãy số liệu. Lý thuyết Đồng liên kết cạnh yếu tố thu nhập, các yếu tố kinh tế vĩ mô và các kiểm định EG (Engle – Granger) và
  7. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (43) 2015 69 AEG (Augmented Engle – Granger) được 3. Phân tích mối liên hệ giữa các biến dùng để phân tích mối tương quan dài hạn của dựa trên lý thuyết đồng liên kết. các biến. Mô hình Cơ chế hiệu chỉnh sai số 4. Phân tích mối liên hệ trong ngắn hạn ECM (Error Correction Mechanism) được bằng mô hình ECM. dùng để xác định mối liên hệ ngắn hạn của 3. Phân tích kết quả các biến trong mô hình phân tích. 3.1. Mối tương quan của các biến độc Qui trình thức hiện thông qua các bước sau: lập trong mô hình 1. Đánh giá mối tương quan giữa các Mối tương quan giữa các biến được phân biến độc lập trong mô hình. tích dựa trên hệ số tương quan tuyến tính 2. Kiểm định tính dừng của các dãy số Pearson. Kết quả phân tích dựa trên phần thời gian. mềm EVIEW 8.0 như sau: Bảng 1. Phân tích tương quan giữa các biến Correlation LTMBL LGDPDN LDANSO CPI LTMBL 1.000000 LGDPDN 0.982263 1.000000 LDANSO 0.974727 0.990062 1.000000 CPI -0.602847 -0.457757 -0.472180 1.000000 Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu bằng phần mềm Eview 8.0 Trong đó: LTMBL = ln(TMBL); dân số đối với qui mô của thị trường bán lẻ. LGDPDN = ln(GDPDN); LDANSO = Do đặc thù tại Việt Nam, dân số được kiểm ln(DANSO) soát tăng trưởng khoảng 1,05%/năm làm cho Kết quả phân tích cho thấy cần loại biến tốc độ tăng trưởng nhỏ và tương đối đều đặn LDANSO khỏi mô hình do có tương quan cao qua các năm trong khi tốc độ tăng trưởng của với các biến độc lập khác, qua đó sẽ tạo hiệu tổng mức bán lẻ có tốc độ tăng trưởng thay ứng đa cộng tuyến trong mô hình hồi qui. Hơn đổi theo từng thời kỳ. Ta có thể đánh giá mối nữa, biến LDANSO đánh giá tác động của quan hệ giữa hai biến trên qua biểu đồ sau: Hình 6. Mối quan hệ giữa tổng mức bán lẻ hàng hóa và dân số Nguồn: Phân tích dữ liệu bằng phần mềm Eviews 8.0
  8. 70 KINH TẾ Biểu đồ cho thấy mặc dù biến LTMBL Trong nghiên cứu này, Kiểm định nghiệm giảm (trong giai đoạn 1990 – 1991) tăng đơn vị bằng phương pháp ADF (Augumented nhanh (trong giai đoạn 1991 – 1994, 2008 – Dickey – Fuller) và PP (Phillips – Perrons) 2009) hay tăng trưởng với tốc độ tương đối được dùng để kiểm tra tính dừng của các biến đều đặn trong các giai đoạn 1994 – 2007, trong mô hình. Độ trễ trong kiểm định ADF và 2010 – 2014) thì tốc độ tăng của biến PP được xác định dựa theo tiêu chuẩn thông tin LDANSO vẫn đều đặn tăng trong suốt khoảng Schwarz (Schwarz Information Criterion) và thời gian 1990 – 2014 do chính sách kiểm NWB (Newey –West Bandwidth). soát tăng trưởng dân số tại Việt Nam. Kết quả kiểm định cho thấy các dãy số Do đó ta có thể loại biến này ra khỏi mô thời gian LTMBL và LGDPDN không ở dạng hình. Mô hình phân tích mới có dạng sau: I(0), tức là các dãy số không dừng. Tuy nhiên, ở dạng sai phân bậc 1 của các dãy số này có Trong đó: TMBLt : tổng mức bán lẻ hàng dạng dừng, tức là các dãy số thời gian này có hóa; LTMBt = ln(TMBLt); GDPDNt: GDP dạng dãy số tích hợp bậc nhất I(1). Kiểm định bình quân đầu người; LGDPDNt = nghiệm đơn vị được thực hiện dựa trên ba ln(GDPDNt); CPIt: chỉ số giá tiêu dùng dạng cơ bản: không hằng số, không xu hướng, 3.2. Kiểm định tính dừng của các biến có hằng số và có hằng số và xu hướng. Bảng 2. Tóm tắt kết quả kiểm định ADF và PP Tích hợp bậc 1 ΔLTMBL ΔLGDPDN ΔCPI Giá trị tới hạn 5% τ (ADF) -2,6384(2) -2,0180(3) -6,4527(1) -1,9580 τc (ADF) -6,7102(1) -5,6609(1) -6,4428(1) -2,9980 τct (ADF) -7,6233(1) -5,0606(1) -6,5248(1) -3,6220 τ (PP) -4,3783(1) -3,7463(1) -7,6237(1) -1,9580 τc (PP) -6,2170(1) -6,4936(1) -7,8508(1) -2,9980 τct (PP) -6,7757(1) -5,4220(1) -8,0368(1) -3,6220 Giá trị trong ngoặc là số trễ được chọn theo tiêu chuẩn SIC và NBW. τ: giá trị kiểm định không hằng số, xu hướng. τc: giá trị kiểm định có hằng số. τct: giá trị kiểm định có hằng số và xu hướng. Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm Eviews 8.0 3.3. Phân tích mối liên hệ của các biến nghiên cứu mối liên hệ dài hạn của các biến dựa trên lý thuyết đồng liên kết phụ thuộc LTMBLt và các biến độc lập Lý thuyết đồng liên kết nghiên cứu mối LGDPDNt, CPIt. Phương pháp kiểm định quan hệ dài hạn của các biến tích hợp bậc k AEG (Augument Engle – Granger) dựa trên (k≥1). Mối liên hệ dài hạn còn được coi như kiểm định tính dừng của phần dư của mô hình trạng thái cân bằng trong dài hạn, một trong hồi qui đồng liên kết. những trạng thái đáng quan tâm trong các Phần mềm Eviews 8.0 cho kết quả của phân tích kinh tế. Trong trường hợp này, ta mô hình hồi qui như sau:
  9. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (43) 2015 71 Bảng 3. Tóm tắt kết quả phân tích hồi qui Biến phụ thuộc LTMBLt LTMBLt C LGDPDNt CPIt Hệ số 10,1562 1,1859 -1,7678 Thống kê t 159.2326 50.4083 -10,9344 R2=0,9945 Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm Eviews 8.0 Phương pháp kiểm định AEG (Augmented dư. Kết quả phân tích bằng phần mềm Eviews Engle – Granger) được dùng để kiểm định phần 8.0 được trình bày trong bảng sau: Bảng 4. Tóm tắt kết quả kiểm định AEG Mô hình Hệ số đồng liên kết Hệ số τ Mức ý nghĩa Không hằng số - 0,9481 (1) -5,2202 0,0000 Có hằng số -0,9483 (1) -5,1403 0,0004 Có hằng số và xu hướng -0,9545 (1) -5,2112 0,0017 Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm Eviews 8.0 Từ kết quả phân tích, ta kết luận tồn tại mối thái ngắn hạn. Dựa vào mô hình hiệu chỉnh sai liên hệ đồng liên kết, tức là trạng thái cân bằng số, ta có thể ước lượng tốc độ của biến phụ dài hạn của các biến trong mô hình phân tích. thuộc trở về trạng thái cân bằng khi có sự biến Mối liên hệ động thái trong dài hạn giữa động của biến độc lập. Mô hình hiệu chỉnh sai các biến LTMBL và các biến LGDPDN, CPI số đặc biệt phù hợp với dữ liệu đồng liên kết. được thiết lập trong mô hình có ý nghĩa thống Trong mô hình nghiên cứu đang xét, ta đã kê. Trong dài hạn, khi GDP đầu người tăng xác định được trạng thái cân bằng dài hạn của 1% thì tổng mức bán lẻ hàng hóa tăng 1,19% các biến LTMBL và các biến LGDPDN, CPI. trong khi các yếu tố khác không đổi. Tương Ở bước này, mô hình ECM được dùng để tự, khi chỉ số giá tiêu dùng tăng 1% thì tổng nghiên cứu trạng thái cân bằng ngắn hạn của mức bán lẻ giảm 1,76% trong khi các yếu tố các biến trên. Mô hình ECM được áp dụng khác không đổi. trong nghiên cứu có dạng: 3.4. Phân tích mối liên hệ trong ngắn hạn bằng mô hình ECM Trong đó, Δ là ký hiệu của sai phân bậc 1. Mô hình hiệu chỉnh sai số là một hệ thống Kết quả ước lượng bằng phần mềm động với đặc trưng chuyển độ lệch của trạng Eviews 8.0 như sau: thái hiện tại và mối quan hệ dài hạn vào động Bảng 5. Tóm tắt kết quả phân tích mô hình ECM Biến phụ thuộc ΔLTMBLt ΔLTMBLt C ΔLGDPDNt ΔCPIt ut-1 Hệ số -0,0240 1,2341 -2,1835 -0,7457 Giá trị p 0,0000 0,0000 0,0003 R2=0,9474 Nguồn: Kết quả phân tích bằng phần mềm Eviews 8.0
  10. 72 KINH TẾ Mối liên hệ động thái trong ngắn hạn giữa khác không đổi. Rõ ràng, trong ngắn hạn tác các biến LTMBL và các biến LGDPDN, CPI động của các yếu tố thu nhập và lạm phát đến được thiết lập có ý nghĩa thống kê. Trạng thái qui mô của thị trường bán lẻ mạnh hơn trong cân bằng phản ánh các yếu tố GDP đầu người dài hạn. Điều này cho thấy tại thị trường Việt và lạm phát tác động đến tổng mức bán lẻ Nam, yếu tố thu nhập và lạm phát ảnh hưởng hàng hóa trong ngắn hạn. đến qui mô thị trường bán lẻ trong ngắn hạn Kết quả phân tích cho thấy yếu tố thu có độ nhạy cao hơn trong dài hạn. nhập có tác động đồng biến với tổng mức bán Hơn nữa, từ kết quả phân tích cho thấy, lẻ hàng hóa, tức là khi thu nhập của dân cư với dân số gần 90 triệu người, thị trường bán tăng thì tổng mức bán lẻ tăng. Trong ngắn lẻ Việt Nam có sức hấp dẫn lớn từ qui mô dân hạn, khi GDP đầu người tăng 1% thì tổng số. Tuy nhiên, tốc độ gia tăng dân số với trung mức bán lẻ hàng hóa tăng 1,23% trong khi các bình khoảng một triệu người/năm chưa phải là yếu tố khác không đổi. Tương tự, khi chỉ số yếu tố tác động đến sự tăng trưởng của thị giá tiêu dùng tăng 1% thì tổng mức bán lẻ trường bán lẻ trong giai đoạn 1990 – 2014, mà giảm 2,18% trong khi các yếu tố khác không chính yếu tố gia tăng thu nhập của người tiêu đổi. dùng đóng vai trò thúc đẩy sự tăng trưởng 4. Kết luận nhanh của thị trường bán lẻ trong thời gian Mục tiêu bài báo là nghiên cứu tác động qua. Kết quả nghiên cứu còn cho thấy trở lực của các yếu tố của môi trường kinh tế đến của yếu tố lạm phát đối với đà tăng trưởng của tăng trưởng của qui mô thị trường bán lẻ Việt qui mô thị trường bán lẻ. Trong những năm Nam. Thông qua việc phân tích một số đặc lạm phát tăng cao, tốc độ tăng trưởng của qui điểm của môi trường kinh tế tại Việt Nam, mô thị trường bán lẻ bị kiềm hãm đáng kể. Do dùng mô hình nghiên cứu và áp dụng các đó, chính sách kiểm soát lạm phát của nhà phương pháp phân tích dữ liệu thích hợp, kết nước có tác động tích cực đến đà tăng trưởng quả nghiên cứu cho thấy tồn tại mối liên hệ của qui mô thị trường bán lẻ tại Việt Nam. ngắn hạn cũng như dài hạn giữa qui mô của Thị trường bán lẻ nội địa phát triển có thị trường bán lẻ với các yếu tố thu nhập của mối liên hệ mật thiết với môi trường kinh tế người tiêu dùng và mức độ lạm phát của nền trong nước. Bài nghiên cứu cho thấy để thị kinh tế trong nước. trường bán lẻ trong nước phát triển, vai trò Trong dài hạn, nếu GDP đầu người tăng của nhà nước không chỉ giới hạn trong các 1% thì tổng mức bán lẻ hàng hóa tăng 1,19% chính sách phát triển thị trường mà còn ở trong khi các yếu tố khác không đổi. Nếu chỉ phương thức quản lý kinh tế ở tầm vĩ mô, tạo số giá tiêu dùng tăng 1% thì tổng mức bán lẻ môi trường kinh tế thuận lợi cho sự tăng giảm 1,76% trong khi các yếu tố khác không trưởng qui mô của thị trường bán lẻ. Sự tăng đổi. Trong ngắn hạn, nếu GDP đầu người tăng trưởng ổn định của qui mô thị trường bán lẻ là 1% thì tổng mức bán lẻ hàng hóa tăng 1,23% tiền đề quan trọng để thị trường bán lẻ Việt trong điều kiện các yếu tố khác không đổi. Nam phát triển trong quá trình hội nhập kinh Nếu chỉ số giá tiêu dùng tăng 1% thì tổng mức tế toàn cầu nói chung và cộng đồng kinh tế bán lẻ giảm 2,18% với điều kiện các yếu tố ASEAN nói riêng. TÀI LIỆU THAM KHẢO ADB (2015). ASEAN Development Outlook 2015 Report. Philippines: Asian Development Bank. Cục Xúc tiến Thương mại (2015). Thị trường bán lẻ Việt Nam: Còn nhiều tiềm năng. Truy cập từ website: con-nhieu-tiem-nang.html
  11. TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (43) 2015 73 Brian, N. (2009). Recession in the EU: its impact on retail trade. Luxembourg: Eurostat. Engle, R., Granger, C. (1987). Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing. Econometrica, Vol.55, No.2, 251-276. Goodness, C., Mehmet, B., Ragan, G., Anandamayee, M. (2013). Forecasting Aggregate Retail Sales: The Case of South Africa. International Journal of Production Economics, Vol.160(1), 66-79. Hiệp hội bán lẻ Việt Nam (2011). Toàn cảnh phân phối – Bán lẻ Việt Nam. Hà Nội: Hiệp hội bán lẻ Việt Nam. Katona, G. (1975). Psychological Economics. NY: Elsevier. Kearney, A. T. (2011). Expanding opportunities for global retailers. Chicago: A.T. Kearney. Kohli, R. (2011). Organized Retailling in India: Issue and outlook. Truy cập từ website Mavis, A., Craig, M. (2009). The impact of the recession on retail sales volumes. Economics and Labour market Review, Vol3, No 8, 22 – 28. Nguyễn Thị Diệu Chi (2010). Hệ thống phân phối bán lẻ hàng hóa của Việt Nam trong quá trình hội nhập kinh tế quốc tế. Tạp chí Thông Tin và Dự báo kinh tế, số 54. Satyajit, R. (2010). Foreign Direct Investment in Retial Market in Indian: Some Issues and Challenges. ResearchJournali’s Journal of Economics, ISSN 2347-8233. Stephane, D., Pedro, S. B. (2011). Consumer confidence as a predictor of consumption spending. Working paper series, Euro System, truy cập từ website = 1852208. Tổng cục thống kê (2011). Niên giám thống kê. Hà Nội: Nhà xuất bản Thống Kê. Tổng cục thống kê (2013). Niên giám thống kê. Hà Nội: Nhà xuất bản Thống Kê. Trung tâm Thông Tin Công Nghiệp và Thương Mại, Bộ Công Thương (2010). Thị trường nội địa - tiềm năng còn bỏ ngỏ. Hà Nội: Nhà xuất bản Công Thương. Trung tâm Thông Tin Công Nghiệp và Thương Mại, Bộ Công Thương (2010). Xúc tiến thương mại và kích cầu nội địa, thực trạng và giải pháp. Hà Nội: Nhà xuất bản Công Thương. Tullio, J., Luigi, P. (2010). The consumption response to income changes. The Annual Review of Economics, 479-507.