14
TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương
*Email: huongntt.ktb@vimaru.edu.vn
TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ
TRƯỜNG ĐẠI HỌC HÙNG VƯƠNG
Tập 35, Số 2 (2024): 14 - 28
JOURNAL OF SCIENCE AND TECHNOLOGY
HUNG VUONG UNIVERSITY
Vol. 35, No. 2 (2024): 14 - 28
Email: tapchikhoahoc@hvu.edu.vn Website: www.jst.hvu.edu.vn
BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ XUẤT KHẨU NÔNG SẢN CỦA
VIỆT NAM: VAI TRÒ CỦA CHẤT LƯỢNG THỂ CHẾ Ở CÁC NƯỚC ĐỐI TÁC
Nguyễn Thị Thu Hương1*
1Khoa Kinh tế, Trường Đại học Hàng hải Việt Nam, Hải Phòng
Ngày nhận bài: 04/4/2024; Ngày chỉnh sửa: 17/4/2024; Ngày duyệt đăng: 19/4/2024
DOI: https://doi.org/10.59775/1859-3968.203
Tóm tắt
Nghiên cứu này đánh giá ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam và
vai trò của chất lượng thể chế ở các nước đối tác. Sử dụng ước lượng khả năng tối đa giả Poisson (PPML)
cho mô hình trọng lực được xây dựng trên bộ số liệu xuất khẩu của Việt Nam sang 186 nước đối tác giai đoạn
2002-2022, tác giả chỉ ra rằng biến động tỷ giá hối đoái cản trở xuất khẩu. Ngoài ra, nghiên cứu này chứng
minh rằng tác động tiêu cực của biến động tỷ giá hối đoái tới xuất khẩu nông sản của Việt Nam là đáng kể hơn
khi đối tác là các quốc gia đang phát triển và chất lượng thể chế ở nước đối tác có xu hướng làm giảm các ảnh
hưởng tiêu cực đó. Vì vậy, duy trì tỷ giá hối đoái ổn định là một giải pháp để đẩy mạnh xuất khẩu nông sản của
Việt Nam. Bên cạnh đó, trước tình trạng tỷ giá hối đoái biến động mạnh do ảnh hưởng của các cú sốc toàn cầu,
các nước phát triển và các nước có chất lượng thể chế tốt vẫn có thể là các đối tác tiềm năng của Việt Nam.
Kết quả của nghiên cứu này là một cơ sở để Việt Nam lựa chọn đối tác thương mại nhằm tăng giá trị xuất khẩu
ngành nông nghiệp.
Từ khóa: Việt Nam, xuất khẩu nông sản, chất lượng thể chế, mô hình trọng lực, biến động tỷ giá hối đoái.
1. Đặt vấn đề
Từ năm 1986, Việt Nam bắt đầu chuyển
từ nền kinh tế kế hoạch hóa tập trung sang
nền kinh tế thị trường với hàng loạt cải cách
theo định hướng thị trường. Trong nông
nghiệp, tư nhân hóa sản xuất và cấp quyền
sử dụng đất đã tạo ra động lực đáng kể cho
nông dân phân bổ nguồn lực hiệu quả hơn,
dẫn đến tăng khoảng 50% năng suất nhân
tố tổng hợp (TFP) trong những năm 1990
[1]. Sau đó, quá trình công nghiệp hóa đã
làm dịch chuyển một lượng lớn lao động từ
ngành nông nghiệp chuyển sang ngành công
nghiệp, làm tỷ trọng ngành nông nghiệp
trong tổng GDP cả nước giảm đáng kể từ
40,50% vào năm 1991 xuống chỉ còn khoảng
11,96% vào năm 2022 [2]. Dù vậy, Việt Nam
cơ bản vẫn là một nước nông nghiệp nên
xuất khẩu nông sản có vai trò đặc biệt, tạo
công ăn việc làm cho lao động ở nông thôn,
duy trì ổn định xã hội và nâng cao chất lượng
cuộc sống cho nông dân, góp phần phát triển
15
TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Tập 35, Số 2 (2024): 14-28
kinh tế đất nước. Đặc biệt, khi nền kinh tế
bị ảnh hưởng nghiêm trọng bởi đại dịch
COVID-19, nông nghiệp được coi là điểm
sáng và là trụ cột của nền kinh tế Việt Nam.
Ngành nông nghiệp của Việt Nam cung cấp
việc làm cho gần một nửa lực lượng lao động
của đất nước và giúp đảm bảo an ninh lương
thực quốc gia. Bên cạnh đó, Việt Nam cũng
là nước đóng vai trò quan trọng trong việc
bảo vệ an ninh lương thực thế giới vì là nước
xuất khẩu gạo, hải sản và cà phê lớn. Trong
năm 2022, Việt Nam xuất khẩu 7,1 triệu tấn
gạo, chiếm 13,6% tổng xuất khẩu gạo trên
toàn thế giới và đứng vị trí thứ ba, chỉ sau Ấn
Độ và Thái Lan [3].
Tỷ giá hối đoái là một trong những biến
số kinh tế vĩ mô cơ bản ảnh hưởng trực tiếp
đến hoạt động kinh tế của các nền kinh tế mở.
Những biến động trên thị trường ngoại hối
ảnh hưởng trực tiếp đến hoạt động sản xuất
và kinh doanh của các doanh nghiệp, đặc biệt
là những doanh nghiệp phụ thuộc nhiều vào
nguồn đầu vào trung gian bên ngoài và thị
trường nước ngoài để tiêu thụ sản phẩm cuối
cùng. Do đó, rủi ro ngoại hối có mối tương
quan chặt chẽ với lợi nhuận của nhà xuất
khẩu cũng như nhà nhập khẩu. Những cú
sốc kinh tế toàn cầu gần đây như sự gia tăng
chủ nghĩa bảo hộ ở Mỹ, chiến tranh thương
mại Mỹ-Trung, đại dịch COVID-19 và chiến
tranh Nga-Ukraine đã tạo ra những biến động
mạnh trong nền kinh tế thế giới và gây áp lực
lớn lên thị trường hối đoái [4, 5]. Biến động
giá cả là một trong những rủi ro chính trong
thương mại quốc tế của ngành nông nghiệp
[6]. Sự không chắc chắn về giá sản phẩm cuối
cùng ảnh hưởng đáng kể đến các quyết định
sản xuất nông nghiệp. Như vậy, biến động tỷ
giá hối đoái có thể tác động đến kim ngạch
xuất khẩu của ngành nông nghiệp.
Trong các tài liệu về ảnh hưởng của rủi ro
tỷ giá, nhiều nghiên cứu đã thảo luận về mối
quan hệ giữa biến động tỷ giá hối đoái và
giá trị xuất khẩu ngành nông nghiệp của các
nước khác nhau trên thế giới [7-11]. Ở Việt
Nam cũng có một số nghiên cứu khám phá
các yếu tố ảnh hưởng tới xuất khẩu nông sản
[12-15]. Các nghiên cứu đó đã chỉ ra rằng
GDP, dân số, tỷ giá hối đoái, phát triển thị
trường tài chính, tự do thương mại, cắt giảm
thuế quan, các hiệp định thương mại tự do
(FTA), mức độ sẵn sàng về công nghệ, cơ sở
hạ tầng và tự do lao động ảnh hưởng đáng
kể đến xuất khẩu nông sản của Việt Nam.
Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu nào xem xét
tác động của biến động tỷ giá hối đoái đối
với xuất khẩu của nông sản Việt Nam. Do
đó, đóng góp đầu tiên của nghiên cứu này là
đánh giá ảnh hưởng của biến động tỷ giá hối
đoái đến giá trị xuất khẩu nông sản của Việt
Nam bằng cách sử dụng bộ dữ liệu rộng nhất
và mới nhất, gồm xuất khẩu song phương
của Việt Nam tới 186 quốc gia đối tác trong
giai đoạn 2002-2022.
Ngoài ra, các tài liệu đã chỉ ra rằng chất
lượng thể chế đóng vai trò quan trọng trong
việc thúc đẩy xuất khẩu cũng như giảm rủi
ro tỷ giá và các tác động tiêu cực của nó
[16-19]. Thể chế là tổng hợp các quy định,
luật lệ như hiến pháp, các bộ luật, các chế
định,... có tính bắt buộc, được dùng để chi
phối, định hướng cho sự phát triển của một
chế độ xã hội [20]. Như vậy, chất lượng thể
chế cao hơn có xu hướng tạo ra môi trường
kinh doanh tốt hơn, đảm bảo quyền lợi và các
lợi ích hợp pháp, tạo điều kiện để cơ chế thị
trường diễn ra một cách hiệu quả, giảm bớt
sự không chắc chắn và rủi ro trong mọi hoạt
động kinh tế [20]. Vì vậy, trong nghiên cứu
này tác giả đánh giá xem chất lượng thể chế
của các đối tác thương mại của Việt Nam tác
động như thế nào tới mối quan hệ giữa biến
động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu nông sản
song phương. Đây sẽ là một trong những cơ
16
TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương
sở để Việt Nam lựa chọn đối tác chiến lược
nhằm thúc đẩy xuất khẩu nông sản trong điều
kiện tỷ giá hối đoái có nhiều biến động như
hiện nay.
Bài viết gồm năm phần: đặt vấn đề, cơ sở
lý thuyết, phương pháp nghiên cứu, kết quả
nghiên cứu và thảo luận, kết luận và hàm ý
chính sách.
2. Cơ sở lý thuyết
2.1. Tổng quan nghiên cứu
Trên thế giới, nhiều nghiên cứu đã chỉ ra
tác động của biến động tỷ giá hối đoái tới
ngành nông nghiệp. Một số nghiên cứu chỉ
ra rằng biến động tỷ giá hối đoái cản trở xuất
khẩu. Ví dụ, [7] cho thấy mối quan hệ tỷ lệ
nghịch giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất
khẩu nông sản của Iran trong giai đoạn 1974-
2007. Tương tự, bằng cách sử dụng dữ liệu
thương mại hàng quý của Thổ Nhĩ Kỳ trong
giai đoạn 2001-2018 và mô hình độ trễ phân
phối tự hồi quy, [8] phát hiện rằng biến động
tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng tiêu cực đến
xuất khẩu nông sản. Ngược lại, có những
nghiên cứu khẳng định biến động tỷ giá hối
đoái có tác động tích cực hoặc không ảnh
hưởng đến hoạt động xuất khẩu. Sử dụng các
mẫu dữ liệu khác nhau ở các quốc gia khác
nhau, [9] và [10] chứng minh rằng biến động
tỷ giá hối đoái thúc đẩy xuất khẩu nông sản
của Trung Quốc và Hungary. [11] áp dụng
mô hình tự hồi quy phân phối trễ (ARDL)
cho số liệu xuất khẩu cao su và ca cao của
Nigeria từ năm 1980 đến năm 2015 và kết
luận rằng biến động tỷ giá hối đoái không
gây ảnh hưởng đáng kể đến xuất khẩu trong
cả dài hạn và ngắn hạn.
Có một vài nghiên cứu đánh giá các
nhân tố ảnh hưởng đến xuất khẩu nông sản
của Việt Nam. Ví dụ, [13] phân tích số liệu
về xuất khẩu của Việt Nam sang 15 đối tác
quan trọng nhất trong giai đoạn 2000-2013
và chứng minh rằng dân số, giá xuất khẩu,
GDP và chính sách tỷ giá hối đoái của các
đối tác có tác động đáng kể tới xuất khẩu gạo
của Việt Nam. Tập trung vào thị trường Liên
minh Châu Âu giai đoạn 2006-2016, [12] chỉ
ra rằng phát triển thị trường tài chính, tự do
thương mại, tự do lao động và phát triển công
nghệ đã đẩy mạnh xuất khẩu nông sản của
Việt Nam. [14] sử dụng mô hình trọng lực để
nghiên cứu các yếu tố tác động đến xuất khẩu
gạo và cà phê của Việt Nam giai đoạn 2000-
2018. Tác giả phát hiện rằng GDP của nước
đối tác thúc đẩy xuất khẩu cà phê nhưng lại
cản trở xuất khẩu gạo. Trong khi đó, GDP của
Việt Nam là yếu tố quan trọng, ảnh hưởng
tích cực đến xuất khẩu cả hai mặt hàng này.
[15] nghiên cứu số liệu xuất khẩu cà phê của
Việt Nam sang 20 thị trường chính giai đoạn
2007-2020 và kết luận rằng giá cà phê xuất
khẩu của Việt Nam, khoảng cách địa lý, GDP
của nước nhập khẩu và GDP của Việt Nam,
dân số Việt Nam, khoảng cách kinh tế giữa
Việt Nam và các nước nước nhập khẩu, độ
mở của nền kinh tế đều có tác động tới kim
ngạch xuất khẩu cà phê của Việt Nam.
Mối quan hệ giữa biến động tỷ giá hối
đoái và xuất khẩu nông sản của các nước
trên thế giới đã được thảo luận nhiều trong
các nghiên cứu trước đây nhưng kết quả đạt
được còn nhiều tranh cãi do các mẫu nghiên
cứu khác nhau. Ở Việt Nam, các nghiên cứu
thực nghiệm về mối quan hệ này vẫn còn hạn
chế. Sự không chắc chắn do biến động tỷ giá
hối đoái gây nên có thể tiềm ẩn nhiều rủi ro
và trực tiếp ảnh hưởng đến lợi nhuận dự kiến
của các nhà xuất khẩu nông sản, do đó cản
17
TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Tập 35, Số 2 (2024): 14-28
trở họ tham gia vào hoạt động xuất khẩu. Vì
vậy, đầu tiên nghiên cứu này sẽ kiểm tra ảnh
hưởng của biến động tỷ giá hối đoái đến xuất
khẩu nông sản của Việt Nam. Giả thuyết thứ
nhất được đề xuất như sau:
H1: Biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng
tiêu cực tới xuất khẩu nông sản của Việt
Nam.
Đặc biệt, nhiều tài liệu đã chỉ ra rằng mức
độ ảnh hưởng của rủi ro tỷ giá có thể khác
nhau giữa những quốc gia với các đặc điểm
không đồng nhất như chính sách thương mại,
chất lượng thể chế hay mức thu nhập bình
quân đầu người [16, 21, 22]. Vì vậy, nghiên
cứu này đánh giá tác động khác nhau của
biến động tỷ giá đến xuất khẩu nông sản của
Việt Nam tới các đối tác thương mại có mức
thu nhập khác nhau. Giả thuyết thứ hai được
đề xuất như sau:
H2: Mức độ ảnh hưởng của biến động tỷ
giá hối đoái đến xuất khẩu nông sản của Việt
Nam là khác nhau khi các đối tác thương mại
có mức thu nhập bình quân khác nhau.
Bên cạnh đó, các nghiên cứu trước đây
đã chỉ ra vai trò của chất lượng thể chế đối
với hoạt động xuất khẩu cũng như trong việc
giảm rủi ro tỷ giá và các tác động tiêu cực
của nó. Ví dụ, [17] nghiên cứu mẫu dữ liệu
gồm 45 quốc gia châu Phi cận Sahara trong
giai đoạn 1996-2009 và chỉ ra rằng thể chế
tốt thúc đẩy xuất khẩu cả hàng hóa và dịch
vụ. Ngoài ra, [18] nghiên cứu 102 quốc gia
trong khoảng thời gian từ tháng 1 năm 1984
đến tháng 12 năm 2013 và chỉ ra rằng chính
trị bất ổn định sẽ làm tăng biến động tỷ giá
hối đoái và tác động tiêu cực này sẽ ít hơn ở
các quốc gia có chất lượng thể chế tốt hơn.
Tương tự, [19] chứng minh rằng chất lượng
thể chế là rất quan trọng trong việc hạn chế
sự biến động tỷ giá hối đoái ở Nigeria. Vì
vậy, trong nghiên cứu này, tác giả đánh giá
vai trò của chất lượng thể chế của các đối tác
thương mại trong việc chi phối mối quan hệ
giữa biến động tỷ giá hối đoái và xuất khẩu
nông sản của Việt Nam. Giả thuyết thứ ba
được đề xuất như sau:
H3: Chất lượng thể chế của các đối tác
thương mại thúc đẩy xuất khẩu nông sản của
Việt Nam và có thể làm giảm nhẹ tác động
tiêu cực của biến động tỷ giá hối đoái tới
xuất khẩu nông sản của Việt Nam.
2.2. Cơ sở đề xuất mô hình nghiên cứu
Trong thương mại, mô hình trọng lực
được phát triển dựa trên định luật vạn vật hấp
dẫn của Newton, dự đoán rằng thương mại
quốc tế giữa hai quốc gia tỷ lệ thuận với quy
mô kinh tế của họ và tỷ lệ nghịch với các chi
phí thương mại [23]. Mô hình này được thể
hiện bằng phương trình sau:
*
*
XGT
YY
,,
ij ij
ij
= (1)
Trong đó: Xi,j là giá trị thương mại giữa
nước i và nước j, Yi và Yj là tổng sản phẩm
quốc nội (GDP) của nước i và nước j, G là
nghịch đảo của GDP toàn cầu, và Ti,j đại diện
cho tổng chi phí thương mại song phương
giữa nước i và nước j. Về mặt lý thuyết, chi
phí này bao gồm hai thành phần. Thành phần
thứ nhất thường được đại diện bởi khoảng
cách địa lý giữa hai quốc gia hoặc các biến số
chính sách thương mại như sự tồn tại của các
hiệp định thương mại khu vực (RTAs) hoặc
thuế quan giữa các quốc gia. Thành phần thứ
hai là các lực cản đa phương trong và ngoài
nước (MRs) thể hiện sự dễ dàng tiếp cận thị
trường quốc tế của các quốc gia.
18
TẠP CHÍ KHOA HỌC VÀ CÔNG NGHỆ Nguyễn Thị Thu Hương
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu này dùng phương pháp định
lượng, áp dụng mô hình trọng lực để phân
tích thực nghiệm. Tác giả sử dụng phần mềm
Stata14 để tổng hợp và hỗ trợ phân tích số
liệu. Một vấn đề cần chú ý khi áp dụng mô
hình trọng lực là sự tồn tại của các giá trị 0
trong thống kê số liệu về thương mại song
phương giữa các quốc gia và vấn đề phương
sai thay đổi. Để giải quyết vấn đề giá trị bằng
0 trong thống kê thương mại, [24] đề xuất
sử dụng công cụ ước lượng PPML (Poisson
Pseudo Maximum Likelihood). Ngoài ra,
[24] còn chứng minh rằng công cụ ước tính
PPML là một giải pháp hiệu quả để xử lý vấn
đề phương sai thay đổi. Do vậy, tác giả sử
dụng phương pháp ước lượng PPML cho các
mô hình hồi quy để kiểm tra các giả thuyết
nghiên cứu.
3.2. Mô hình nghiên cứu thực nghiệm
Để kiểm tra giả thuyết H1, tác giả xây dựng mô hình như sau:
[( )
() () ()
]*
expln
ln ln ln
Expagri
RTACOL
real dsd
popgdpcdist
5
,, ,,
,, ,
,, ,,,,
VN jt VN jt
jt jt VN j
VN jt VN jVNt VN jt
01
23 4
56
aa
aa a
aacf
=+ +
+++
++
(2)
Để kiểm tra giả thuyết H2, tác giả chia
mẫu dữ liệu thành hai mẫu nhỏ dựa trên
phân loại quốc gia của Ngân hàng Thế giới
theo mức thu nhập năm 2022-2023. Tác giả
định nghĩa các quốc gia thuộc nhóm có thu
nhập cao và nhóm có thu nhập trung bình
cao là các quốc gia phát triển, các quốc gia
thuộc nhóm có thu nhập thấp và nhóm có thu
nhập trung bình thấp là các quốc gia đang
phát triển. Theo đó, 186 quốc gia trong mẫu
nghiên cứu bao gồm 113 nước phát triển và
73 nước đang phát triển. Tác giả thực hiện
hồi quy mô hình (2) trên các mẫu nhỏ khi
đối tác thương mại của Việt Nam là các nước
phát triển hoặc các nước đang phát triển.
Để kiểm tra giả thuyết H3, tác giả mở rộng mô hình (2) như sau:
[( )
()*
() () ()
]*
expln
ln
ln ln ln
Expagri
RTACOL
real dsd
real dsdgov qual govqual
popgdpcdist
5
5
,, ,,
,,
,,
,,
,,
,, ,,,,
VN jt VN jt
VN jt jt jt
jt jt VN j
VN jt VN jVNt VN jt
01
23
45 6
78
aa
aa
aa a
aacf
=+ +
++
+++
++
(3)
Bảng 1 miêu tả cách xây dựng, nguồn dữ liệu và chiều hướng tác động kỳ vọng tới biến
phụ thuộc của các biến sử dụng trong mô hình.