BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM ----------------
LÊ NGUYỄN TÚ ANH
CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THÂM HỤT TÀI KHOẢN VÃNG LAI Ở VIỆT NAM
LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ
Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM
----------------
LÊ NGUYỄN TÚ ANH
CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THÂM HỤT TÀI KHOẢN VÃNG LAI Ở VIỆT NAM
Chuyên ngành
: Tài chính – Ngân hàng
Mã số
: 60340201
LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC
PGS.TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang
Thành phố Hồ Chí Minh – Năm 2013
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan luận văn “Các nhân tố tác động đến thâm hụt tài
khoản vãng lai ở Việt Nam” là công trình nghiên cứu của chính tôi.
Ngoài những tài liệu tham khảo đã được trích dẫn trong luận văn,
tôi cam đoan rằng mọi số liệu và kết quả nghiên cứu của luận văn này
chưa từng được công bố hoặc được sử dụng dưới bất cứ hình thức nào.
TP. Hồ Chí Minh, ngày 07 tháng 12 năm 2013
Tác giả
Lê Nguyễn Tú Anh
MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
DANH MỤC BẢNG BIỂU
DANH MỤC HÌNH VẼ
TÓM LƯỢC ...................................................................................................... 1
1. GIỚI THIỆU CHUNG ................................................................................ 2
2. KHUNG LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM ....... 6
2.1. Khung lý thuyết .....................................................................................6
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm: ................................................................9
3. CƠ SỞ DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU: ...................... 19
3.1. Cơ sở dữ liệu....................................................................................... 19
3.2. Phương pháp nghiên cứu .................................................................... 24
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ....................................................................... 31
4.1. Kiểm định tính dừng: .......................................................................... 31
4.2. Kiểm tra độ trễ phù hợp ...................................................................... 32
4.3. Kiểm định phần dư ............................................................................. 32
4.4. Kiểm định đồng liên kết ..................................................................... 33
4.5. Phân tích nhân quả .............................................................................. 40
4.6. Kiểm định tính dừng các phần dư của VECM ................................... 43
5. KẾT LUẬN ............................................................................................... 48
TÀI LIỆU THAM KHẢO ............................................................................... 51
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
GMM : Mô hình moment tổng quát
VECM : Mô hình Vector hiệu chỉnh sai số
OLS : Phương pháp bình phương bé nhất
IRF : Hàm phản ứng đẩy
VAR : Vector tự hồi quy
ADF : Kiểm định gia tăng Dickey Fuller
DF : Kiểm định Dickey Fuller
PP : Phillips-Perron
ADB : Ngân hàng phát triển châu Á
IMF : Quỹ tiền tệ quốc tế
WB : Ngân hàng thế giới
CA : Tài khoản vãng lai
TB : Cán cân thương mại
FD : Thâm hụt ngân sách
PS : Tiết kiệm tư nhân
ED : Nợ nước ngoài
NEER : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương
DANH MỤC BẢNG BIỂU
Bảng 3.1. Thống kê mô tả dữ liệu ................................................................... 19
Bảng 4.1. Kiểm định tính dừng ....................................................................... 31
Bảng 4.2. Lựa chọn độ trễ phù hợp ................................................................. 32
Bảng 4.3. Kiểm định nghiệm đơn vị cho phần dư .......................................... 33
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen ..................................... 34
Bảng 4.5a. Kết quả mô hình VECM ............................................................... 35
Bảng 4.5b. Kết quả của mô hình VECM ........................................................ 39
Bảng 4.6. Kết quả kiểm tra nhân quả Granger ................................................ 41
Bảng 4.7. Tổng hợp quan hệ nhân quả dài hạn và ngắn hạn dựa trên VECM 42
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định tính dừng phần dư của VECM ......................... 43
DANH MỤC HÌNH VẼ
Hình 1.1. Tài khoản vãng lai Việt Nam giai đoạn 1983 – 2012 ....................... 3
Hình 3.1. Tỷ lệ tiết kiệm và đầu tư so với GDP của Việt Nam ...................... 24
Hình 4.1. Thâm hụt ngân sách và thâm hụt thương mại Việt Nam ................ 37
Hình 4.2. Đồ thị phần dư của mô hình VECM ............................................... 44
1
CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN THÂM
HỤT TÀI KHOẢN VÃNG LAI Ở VIỆT NAM
Tóm lược
Bài luận văn này nghiên cứu mối quan hệ giữa thâm hụt tài khoản vãng lai
và năm biến kinh tế vĩ mô, cụ thể là, tỷ giá hối đoái danh nghĩa, nợ nước ngoài,
thâm hụt tài khóa, cán cân thương mại và tiết kiệm tư nhân bằng cách sử dụng dữ
liệu chuỗi thời gian giai đoạn từ năm 1983 đến năm 2012. Sử dụng phương pháp
Johansen – Juselius để kiểm định đồng liên kết và mô hình tự hiệu chỉnh sai số
(VECM) để xác định mối quan hệ dài hạn và cả trong ngắn hạn giữa tài khoản
vãng lai và các biến kinh tế vĩ mô được nêu trên. Kết quả đồng liên kết và VECM
cho thấy mối quan hệ cùng chiều và có ý nghĩa thống kê giữa thâm hụt tài khoản
vãng lai với tỷ giá danh nghĩa và thâm hụt ngân sách, trong khi đó có mối quan hệ
ngược chiều với tiết kiệm tư nhân và nợ nước ngoài. Phân tích nhân quả Granger
cho thấy chỉ có mối quan hệ một chiều trong ngắn hạn giữa thâm hụt tài khoản
vãng lai với thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài.
Từ khóa: VECM, Tài khoản vãng lai, Thâm hụt ngân sách, Nợ nước ngoài,
Tỷ giá danh nghĩa, Cán cân thương mại, Tiết kiệm tư nhân
2
1. GIỚI THIỆU CHUNG
Thâm hụt tài khoản vãng lai trong một khoảng thời gian dài ở các nước đang
phát triển là một trong những vấn đề kích thích sự quan tâm đáng kể giữa những
nhà kinh tế và những người làm chính sách. Vì nó bắt buộc họ phải hiểu rõ vai trò
và tầm quan trọng của thâm hụt tài khoản vãng lai đối với sản lượng của nền kinh
tế. Trung tâm của các cuộc tranh luận có những câu hỏi về cách xác định các nhân
tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai của một quốc gia và liệu sự thâm hụt
này có thể được xem như một cấu trúc thông thường và bền vững hay cần thay đổi
chính sách cơ bản để tránh khủng hoảng tài chính.
Kể từ năm 1989, khi nền kinh tế bắt đầu có những chuyển đổi quan trọng,
tình trạng thâm hụt cán cân tài khoãn vãng lai của Việt Nam giảm nhanh. Sau năm
1993, Việt Nam bắt đầu tìm kiếm các nguồn tài trợ từ nhiều nước và cán cân vãng
lai bắt đầu thâm hụt trở lại với mức độ ngày càng lớn. Mức thâm hụt được co hẹp
trở lại trong hai năm 1997 - 1998 và đạt thặng dư trong năm 1999. Nguyên nhân
của biến động này: (1) là do nỗ lực của Chính phủ nhằm kiểm soát nhập khẩu; (2)
là do cuộc khủng hoảng tài chính khu vực đã có những ảnh hưởng tiêu cực đến
dòng vốn đầu tư nước ngoài FDI vào Việt Nam dẫn đến số lượng và mức giải
ngân các dự án FDI mới giảm mạnh sau năm 1998, kéo theo máy móc, thiết bị
nhập khẩu thuộc khối FDI cũng giảm theo. Như vậy, sau một thời gian dài trạng
thái cán cân vãng lai luôn ở trong tình trạng thâm hụt. Năm 1999, lần đầu tiên cán
cân này chuyển sang trạng thái thặng dư; và trong những năm tiếp theo, tốc độ
tăng nhập khẩu cao hơn tốc độ tăng xuất khẩu nên thặng dư cán cân vãng lai dần
thu hẹp lại và chuyển sang trạng thái thâm hụt ngày càng lớn. Từ năm 2002 trở đi,
tình trạng thâm hụt cán cân vãng lai lại tiếp tục tiếp diễn; tuy nhiên, mức thâm hụt
có xu hướng giảm dần và ở mức không đáng kể cho đến năm 2006. Đáng chú ý,
trong 3 năm (2007 – 2009), khi nền kinh tế Việt Nam hội nhập sâu hơn vào nền
kinh tế thế giới, thâm hụt cán cân vãng lai tăng đột biến, đạt mức kỉ lục là 11,95%
năm 2008. Đây là mức thâm hụt cao nhất trong hơn 10 năm trở lại đây, được coi
3
là đáng báo động vì theo chuẩn mực quốc tế (khả năng chịu đựng của cán cân
vãng lai nằm trong khoảng 5% GDP). Tương tự, cán cân thương mại Việt Nam
trong thời gian qua cũng ở mức 14 – 15% so với GDP trong khi mức chuẩn mực
quốc tế là 10%. Thâm hụt lớn về thương mại và cán cân vãng lai trong những năm
gần đây chắc chắn sẽ ảnh hưởng đến tính bền vững của nền kinh tế, đặc biệt sẽ tạo
nên áp lực giảm giá đồng nội tệ.
Hình 1.1. Tài khoản vãng lai Việt Nam giai đoạn 1983 – 2012
Diễn biến tài khoản vãng lai của Việt Nam từ 1983 - 2012
0.1
0.05
0
CA
P D G %
-0.05
-0.1
-0.15
Nguồn: ADB’s Statistical Database System Online.
Diễn biến của tài khoản vãng lai truyền đạt thông tin quan trọng về hiệu quả
của nền kinh tế vĩ mô và cũng cung cấp các kiến nghị chính sách vĩ mô có giá trị.
Hiểu được các nhân tố tác động đến tài khoản vãng lai cả trong ngắn hạn và dài
hạn có thể có những hàm ý chính sách quan trọng. Có một số mô hình lý thuyết
trong các tài liệu cố gắng giải thích hành vi của tài khoản vãng lai; mỗi mô hình
đưa ra các nhân tố khác nhau tác động đến tài khoản vãng lai và nó có thể giúp
chúng ta phân biệt sự khác nhau giữa các lý thuyết.
4
Mục tiêu chính của luận văn này là cung cấp phân tích thực nghiệm tác động
của các nhân tố vĩ mô đến tài khoản vãng lai để có thể giúp giải thích biến động
của tài khoản vãng lai ở Việt Nam cả trong ngắn hạn và dài hạn. Hơn nữa, bài
luận văn còn xem xét mối tương quan giữa các biến có liên quan, bài viết sẽ phân
tích tương tác năng động giữa những biến này.
Để thực hiện mục tiêu này tôi sử dụng mô hình tự hiệu chỉnh sai số (VECM)
để nghiên cứu mối quan hệ dài hạn cũng như tác động trong ngắn hạn của các
biến kinh tế vĩ mô lên thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam. Kết quả nghiên
cứu cho thấy có mối quan hệ dài hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô và thâm hụt tài
khoản vãng lai ở Việt Nam. Trong dài hạn, tỷ giá danh nghĩa và thâm hụt tài khóa
tác động cùng chiều lên thâm hụt tài khoản vãng lai, trong khi đó tiết kiệm tư
nhân và nợ nước ngoài tác động ngược chiều. Phân tích nhân quả Granger cho
thấy chỉ có mối quan hệ một chiều trong ngắn hạn giữa thâm hụt tài khoản vãng
lai với thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài.
Từ mục đích trên, một số câu hỏi nghiên cứu được đặt ra như sau:
1. Có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến nghiên cứu hay không?
2. Các nhân tố nào trong ngắn hạn tác động đến tài khoản vãng lai?
3. Có mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa tài khoản vãng lai và các biến
kinh tế vĩ mô ở Việt Nam hay không?
Bài luận văn này gồm các phần sau:
Phần 1, trình bày tổng quan về tình hình cán cân tài khoản vãng lai của Việt
Nam giai đoạn 1983 – 2012.
Phần 2, sẽ trình bày khung lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm về các
nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai.
5
Phần 3, sẽ thảo luận về phương pháp. Trong bài luận văn này tôi sử dụng mô
hình VECM để nghiên cứu các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai
trong ngắn hạn và dài hạn.
Phần 4, là kết quả nghiên cứu thực nghiệm.
Phần 5, là kết luận và kiến nghị chính sách.
6
2. KHUNG LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
2.1. Khung lý thuyết
Về mặt lý thuyết, có ba mô hình lý thuyết căn bản được áp dụng để giải thích
các nhân tố tác động đến tài khoản vãng lai, bao gồm: phương pháp tiếp cận hệ số
co giãn (elasticity approach), phương pháp tiếp cận chi tiêu/cân bằng tiết kiệm đầu
tư (the absorption/ saving investment balance approach) và phương pháp tiếp cận
các nhân tố ngắn hạn (the intertemporal approach).
Phương pháp tiếp cận hệ số co giãn dựa trên việc phân tích hệ số co giãn nhu
cầu để xét sự thay đổi nhu cầu hàng hóa theo giá. Theo phương pháp tiếp cận này
CA là khoảng cách giữa xuất khẩu và nhập khẩu. Số lượng nhập khẩu (QI) và xuất
khẩu (QX) được xác định tương ứng như sau:
QI = f(Y, EP*/P), f1 > 0, f2 < 0
QX = g(Y*, EP*/P), g1 > 0, g2 > 0
Trong đó: E là tỷ giá hối đoái danh nghĩa
P là giá hàng hóa trong nước
P* là giá hàng hóa nước ngoài
Số lượng hàng hóa xuất khẩu và nhập khẩu được xác định bởi hai yếu tố: (1)
biến thu nhập, trong nước hoặc nước ngoài; (2) tỷ giá hối đoái thực. Nếu chúng ta
xem P như là giá xuất khẩu và P* (hoặc EP* đồng nội tệ) như là giá nhập khẩu,
chúng ta có:
CA = PQX – (EP*)QI
Phương pháp này được áp dụng rộng rãi để đánh giá tác động của tiền tệ, vai
trò của tỷ giá và dòng chảy thương mại lên tài khoản vãng lai. Tuy nhiên, điểm
yếu của phương pháp này là nó chỉ xem xét thị trường hàng hóa thương mại mà
bỏ qua sự tương tác của các thị trường khác trong toàn bộ nền kinh tế.
7
Trong khi đó theo phương pháp tiếp cận chi tiêu, tài khoản vãng lai là sự
chênh lệch giữa thu nhập quốc dân và chi tiêu. Từ đồng nhất thức của tài khoản
thu nhập quốc dân:
Y = C + I + G + X – M (2.1)
Trong đó: Y: Thu nhập
C: Tiêu dùng tư nhân
I: Đầu tư tư nhân
G: Chi tiêu chính phủ
X: Xuất khẩu
M: Nhập khẩu
C + I + G thường được gọi là “nhu cầu nội địa”. Nhưng ở đây, chúng ta sử
dụng thuật ngữ kỹ thuật “hấp thụ” hay là “A”.
A = C + I + G (2.2)
Cán cân tài khoản vãng lai CA = X – M (bỏ qua các thành phần khác của tài
khoản vãng lai như viện trợ, kiều hối…).
Từ phương trình (2.1) và (2.2), ta có:
X – M = Y – A hoặc đơn giản CA = Y – A (2.3)
Từ phương trình (2.3) ta thấy, tài khoản vãng lai là sự dư thừa sản lượng
quốc gia (thu nhập Y) so với sự hấp thụ (nhu cầu nội địa). Y là những gì mà quốc
gia sản xuất và A là những gì nó chi tiêu (cho tiêu dùng và đầu tư) và khoảng cách
giữa Y và A là CA. Cách tiếp cận này cho rằng nền kinh tế có thâm hụt tài khoản
vãng lai nếu nền kinh tế chi tiêu nhiều hơn so với thu nhập, nó phải nhập khẩu từ
các quốc gia khác do tiêu dùng và chi tiêu quá mức. Ngược lại, tài khoản vãng lai
sẽ thặng dư nếu nền kinh tế chi tiêu ít hơn thu nhập. Do vậy để điều tiết cán cân
vãng lai thì cần điều tiết mức thu nhập và chi tiêu.
8
Phương pháp tiếp cận Tiết kiệm – Đầu tư cũng tương tự như phương pháp
tiếp cận hấp thụ nên hai phương pháp này thường được xem là một. Từ đồng nhất
thức thu nhập quốc gia
Y = C + I + G + X – M (2.1)
Với thu nhập quốc gia được sử dụng cho mục đích tiêu dùng, tiết kiệm và
nộp thuế vào ngân sách nhà nước
Y = C + S + T (2.4)
Trong đó, S: Tiết kiệm tư nhân
T: Thuế
Từ phương trình (2.1) và (2.4), ta có:
X – M = (S – I) + (T – G) (2.5)
Từ phương trình (2.5), tài khoản vãng lai bằng tiết kiệm ròng của khu vực tư
nhân cộng với tiết kiệm ròng của khu vực chính phủ. Tài khoản vãng lai là tiết
kiệm ròng của hai khu vực này kết hợp. Theo quan điểm này, thâm hụt tài khoản
vãng lai có nghĩa hoặc khu vực tư nhân hoặc khu vực chính phủ hoặc cả hai có tiết
kiệm âm. Vì vậy, theo quan điểm này có hai cách để giảm thâm hụt tài khoản
vãng lai là: tăng tiết kiệm ròng của khu vực tư nhân hoặc tăng tiết kiệm ròng của
khu vực chính phủ
Mất cân đối trên tài khoản vãng lai phản ánh sự mất cân đối giữa đầu tư và
tiết kiệm, cán cân tài khoản vãng lai là hiệu số giữa tiết kiệm và đầu tư. Điều này
có nghĩa bất cứ sự sụt giảm nào trong tổng tiết kiệm quốc gia sẽ dẫn đến sự sụt
giảm trong tổng đầu tư quốc gia. Trong khi đó tổng tiết kiệm quốc gia là bao gồm
tiết kiệm khu vực tư nhân và tiết kiệm của khu vực công (thâm hụt hoặc thặng dư
ngân sách). Nên bất cứ một sự gia tăng nào trong thâm hụt ngân sách sẽ dẫn đến
sự sụt giảm trong tổng tiết kiệm quốc gia nếu không có sự bù đắp bằng gia tăng
trong tiết kiệm khu vực tư nhân. Do đó bất cứ một sự gia tăng nào trong thâm hụt
ngân sách mà không được bù đắp bằng mức tiết kiệm khu vực tư nhân cao hơn thì
9
sẽ dẫn đến đầu tư khu vực tư nhân sụt giảm. Sự sụt giảm trong tiết kiệm thường
được bù đắp bằng vay nợ từ nước ngoài hoặc từ các dòng vốn nước ngoài đưa vào
nền kinh tế.
Phương pháp tiếp cận các nhân tố ngắn hạn dựa trên kinh tế vi mô. Theo
cách tiếp cận này, tài khoản vãng lai được xác định bởi cho vay và đi vay. Một
quốc gia thặng dư tài khoản vãng lai có nghĩa là thu nhập nhiều hơn chi tiêu, xuất
khẩu nhiều hơn nhập khẩu, vì vậy quốc gia này là người cho vay ròng đối với các
nước khác. Ngược lại, thâm hụt tài khoản vãng lai có nghĩa chi tiêu vượt quá thu
nhập, nhập khẩu lớn hơn xuất khẩu, vì vậy quốc gia này phải đi vay từ các nước
khác.
2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm:
Nợ nước ngoài (External debt hoặc Foreign debt): Là một phần của tổng nợ
quốc gia được vay mượn từ các quốc gia khác. Người vay mượn có thể là chính
phủ, công ty hoặc các hộ tư nhân. Các khoản nợ bao gồm nợ đối với ngân hàng
thương mại, các chính phủ khác, hoặc các tổ chức tài chính quốc tế như Quỹ tiền
tệ quốc tế (IMF) và Ngân hàng thế giới.
Nợ nước ngoài tác động đến tài khoản vãng lai một cách gián tiếp thông qua
tiết kiệm, tiêu dùng tư nhân và chi tiêu chính phủ. Khoản vay này là khoản bù đắp
trực tiếp cho chênh lệch tiết kiệm đầu tư của nền kinh tế. Những khoản vay này
được sử dụng như những khoản đầu tư tư nhân và chi tiêu của chính phủ trong
nền kinh tế, tác động của những khoản vay này lên nhập siêu theo đó cũng tương
ứng với tác động tùy thuộc vào cách sử dụng chúng. Nếu các khoản vay này được
cơ cấu một cách hợp lý và sử dụng một cách hiệu quả, tức là được sử dụng để đầu
tư tư nhân và chi tiêu chính phủ một cách hiệu quả, thì sẽ hỗ trợ phát triển kinh tế,
gia tăng sản xuất và tạo nguồn cung ngoại tệ trả các khoản nợ. Tuy nhiên nếu các
khoản vay này lại là vay thương mại trong ngắn hạn, hoặc các khoản vay đi vào
các kênh tài sản hoặc đầu tư kém hiệu quả thì cũng như tác động của FDI và đầu
10
tư tư nhân, hoặc tác động của chi tiêu và đầu tư công kém hiệu quả làm thâm hụt
ngân sách, trở thành yếu tố gia tăng nhập khẩu và tạo nên vòng xoáy vay nợ cao
hơn, tăng mức lãi suất đi vay, gây khó khăn hơn trong việc tìm nguồn tài trợ cho
thâm hụt thương mại, đe dọa đến sự bền vững của cán cân thanh toán và sự ổn
định của nền kinh tế.
Theo Levent Bulut (2011) đã nghiên cứu tác động của nợ nước ngoài ròng
lên cán cân tài khoản vãng lai trong trung hạn. Bài nghiên cứu này tìm thấy bằng
chứng ở các nước đang phát triển cho thấy nợ nước ngoài ròng gián tiếp làm giảm
thâm hụt tài khoản vãng lai, do đó, làm tăng sự tương quan giữa tỷ lệ tiết kiệm và
đầu tư.
Jawaid and Raza (2013) điều tra các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản
vãng lai ở Pakistan, cũng cho thấy mối quan hệ nghịch chiều giữa tài khoản vãng
lai và nợ nước ngoài.
Kwalingana và Nkuna (2009) sử dụng phân tích đồng liên kết để xác định
các nhân tố tác động thâm hụt tài khoản vãng lai ở Malawi cả trong ngắn hạn và
dài hạn. Kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ cùng chiều trong dài hạn giữa
thâm hụt tài khoản vãng lai và nợ nước ngoài, điều này có nghĩa việc tích lũy nợ
theo thời gian dẫn đến sự xấu đi của tài khoản vãng lai.
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa về mặt lý thuyết, khi tỷ giá hối đoái tăng cho
thấy sự mất giá của đồng nội tệ so với trước nên hàng hóa nhập khẩu từ nước
ngoài có xu hướng đắt hơn hàng hóa trong nước dẫn đến nhu cầu nhập khẩu giảm
và xuất khẩu có xu hướng tăng làm giảm thâm hụt của tài khoản vãng lai; hay nói
cách khác tỷ giá hối đoái tác động ngược chiều lên tài khoản vãng lai.
Ang và Sek (2011) đã tiến hành nghiên cứu so sánh các nhân tố quyết định
thặng dư và thâm hụt tài khoản vãng lai giữa nhóm các quốc gia thặng dư tài
khoản vãng lai và nhóm các quốc gia thâm hụt tài khoản vãng lai giai đoạn từ năm
1973 – 2010. Kết quả bài nghiên cứu cho thấy một sự gia tăng trong tỷ giá hối
11
đoái danh nghĩa có nghĩa đồng nội tệ tăng giá điều này sẽ dẫn đến xuất khẩu giảm
bởi vì giá hàng hóa trong nước cao hơn giá hàng hóa nước ngoài, điều này sẽ làm
tài khoản vãng lai xấu đi.
Jawaid and Raza (2013) nghiên cứu các nhân tố tác động đến thâm hụt tài
khoản vãng lai ở Pakistan cho thấy tỷ giá có mối quan hệ cùng chiều với thâm hụt
tài khoản vãng lai.
Kwalingana và Nkuna (2009) nghiên cứu các nhân tố tác động đến sự mất
cân bằng của tài khoản vãng lai ở Malawi cũng cho thấy tỷ giá hối đoái tác động
cùng chiều lên thâm hụt tài khoản vãng lai. Những phát hiện này cho rằng chính
phủ có thể trực tiếp kiểm soát biến động của tài khoản vãng lai thông qua chính
sách tỷ giá do đó nhấn mạnh tầm quan trọng của chính sách tỷ giá trong việc giảm
thâm hụt tài khoản vãng lai.
Calderon, Chong, Loayza (2002) kiểm tra mối liên kết giữa thâm hụt tài
khoản vãng lai và một tập hợp các biến kinh tế vĩ mô cũng cho thấy một sự gia
tăng trong tỷ giá hối đoái sẽ làm gia tăng thâm hụt tài khoản vãng lai ở các nước
đang phát triển.
Thâm hụt ngân sách theo phương pháp tiếp cận Tiết kiệm – Đầu tư tài
khoản vãng lai sẽ thặng dư khi tiết kiệm ròng của khu vực tư nhân thặng dư hay
ngân sách chính phủ thặng dư và ngược lại. Tài khoản vãng lai sẽ thâm hụt khi tiết
kiệm ròng khu vực tư nhân thâm hụt hay ngân sách chính phủ bị thâm hụt.
Hanan Morsy (2009) nghiên cứu các nhân tố tác động đến tài khoản vãng lai
trong trung hạn, sử dụng dữ liệu của 28 nước xuất khẩu dầu giai đoạn từ năm
1970 – 2006. Kết quả bài nghiên cứu cho thấy cán cân ngân sách và tài khoản
vãng lai có mối quan hệ cùng chiều và cán cân ngân sách tác động đáng kể đến tài
khoản vãng lai cả trong ngắn hạn và dài hạn.
12
Chinn và Prasad (2003) cung cấp nghiên cứu thực nghiệm về việc xác định
các nhân tố tác động đến tài khoản vãng lai trong trung hạn ở 18 nước công
nghiệp và 71 nước đang phát triển giai đoạn từ năm 1971 – 1995. Kết quả bài
nghiên cứu này cũng cho thấy cán cân ngân sách tác động cùng chiều lên cán cân
tài khoản vãng lai.
Misztal (2012) phân tích lý thuyết và thực nghiệm mối quan hệ nhân quả
giữa cán cân ngân sách và tài khoản vãng lai ở các nước Baltic (Latvia, Lithuania
và Estonia) giai đoạn 1999 – 2010. Kết quả nghiên cứu cho thấy tồn tại mối quan
hệ nghịch chiều giữa cán cân ngân sách và tài khoản vãng lai ở các nước được
phân tích.
Chinn và Prasad (2003) nghiên cứu thực nghiệm các nhân tố tác động đến tài
khoản vãng lai trong trung hạn ở các nước phát triển và đang phát triển. Kết quả
bài nghiên cứu này cũng cho thấy tài khoản vãng lai có mối tương quan cùng
chiều với cán cân ngân sách.
Debelle và Faruqee (1996) xem xét các nhân tố tác động đến tài khoản vãng
lai. Bài nghiên cứu này tìm thấy chính sách tài khóa tác động đến tài khoản vãng
lai cả trong ngắn hạn và dài hạn.
Udah (2011) nghiên cứu thực nghiệm kinh tế vĩ mô, kết cấu và các nhân tố
bên ngoài tác động đến biến động tài khoản vãng lai ở Nigeria. Kết quả bài nghiên
cứu cho thấy tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa tài khoản vãng lai và
thâm hụt tài khóa ở Nigeria. Và tác giả Chete (2001) cũng nghiên cứu các biến tác
động đến tài khoản vãng lai ở Nigeria, kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan
hệ cùng chiều giữa thâm hụt ngân sách với tài khoản vãng lai.
Natalya và Idil (2010) xem xét các nhân tố tác động đến tài khoản vãng lai ở
các nước thành viên mới của Liên minh châu Âu. Bài nghiên cứu này tìm thấy
bằng chứng cho thấy tồn tại thâm hụt kép ở các nước Czech Republic, Latvia,
13
Lithuania, Slovenia và Slovakia, cú sốc thâm hụt ngân sách sẽ làm tài khoản vãng
lai xấu đi.
Tiết kiệm tư nhân theo phương pháp tiếp cận Tiết kiệm – Đầu tư tài khoản
vãng lai được định nghĩa là sự chênh lệch giữa tiết kiệm và đầu tư; vì vậy, sự gia
tăng trong tiết kiệm tư nhân sẽ làm giảm thâm hụt tài khoản vãng lai.
Calderon, Chong, Loayza (2002) kiểm tra mối liên kết giữa thâm hụt tài
khoản vãng lai và một tập hợp các biến kinh tế vĩ mô, sử dụng dữ liệu của 44
nước đang phát triển giai đoạn từ năm 1966 – 1995. Kết quả bài nghiên cứu này
cho thấy một sự gia tăng trong tỷ lệ tiết kiệm tư nhân sẽ làm giảm thâm hụt tài
khoản vãng lai ở các nước đang phát triển.
Milesi – Ferretti và Razin (1996) nghiên cứu sự khác nhau giữa thâm hụt tài
khoản vãng lai những năm cuối thế kỷ 17 đầu thế kỷ 18 và những năm đầu thế kỷ
19 ở 3 nước châu Mỹ Latinh và 3 nước châu Á giai đoạn 1970 – 1995. Sự thâm
hụt tài khoản vãng lai những năm đầu thế kỷ 19 phản ánh sự mất cân bằng giữa
tiết kiệm và đầu tư. Tiết kiệm và mức độ mở cửa cao là những nhân tố quan trọng
trong việc xác định sự dai dẳng trong thâm hụt tài khoản vãng lai ở các nước
nghiên cứu.
Jawaid and Raza (2013) tiết kiệm tư nhân có tác động ngược chiều lên thâm
hụt tài khoản vãng lai ở Pakistan. Ở Pakistan tỷ lệ tiết kiệm tư nhân luôn thấp hơn
đầu tư và điều đó luôn tạo ra khoảng cách đầu tư trong nền kinh tế, dẫn đến sự
thâm hụt trong tài khoản vãng lai.
Cán cân thương mại: Trong nghiên cứu của Jawaid and Raza (2013) cán
cân thương mại tác động cùng chiều đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Pakistan.
Nền kinh tế bị thâm hụt cán cân thương mại khi nhập khẩu nhiều hơn xuất khẩu
mà cán cân thương mại là một phần của tài khoản vãng lai nên khi cán cân thương
mại thâm hụt sẽ dẫn đến tài khoản vãng lai bị thâm hụt.
Các phương pháp được sử dụng ở các nghiên cứu trước:
14
Lucun Yang (2011) phân tích thực nghiệm các nhân tố tác động đến tài
khoản vãng lai ở các nước châu Á có nền kinh mới nổi, sử dụng phương pháp
Johansen – Juselius để kiểm định đồng liên kết và xác định mối quan hệ dài hạn
giữa các biến, sau đó tác giả sử dụng mô hình Vector Error Correction Model
(VECM) để nghiên cứu động thái trong ngắn hạn giữa các biến.
Jawaid and Raza (2013) sử dụng kiểm định đồng liên kết và mô hình VECM
để xác định các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Pakistan trong
ngắn hạn và dài hạn. Chete (2001) điều tra các biến tác động đến tài khoản vãng
lai ở Nigeria bằng cách sử dụng kiểm định đồng liên kết, phân tích nhân quả
Granger và Error Correction Model (ECM).
Kwalingana và Nkuna (2009) và Ang & Sek (2011) tiến hành nghiên cứu so
sánh các nhân tố quyết định đến thặng dư và thâm hụt tài khoản vãng lai giữa các
nước bị thâm hụt và các nước thặng dư tài khoản vãng lai, các tác giả sử dụng
phương pháp Generalized Method of Moments (GMM) để phân tích.
Calderon, Chong, Loayza (2002) cũng sử dụng phương pháp Generalized
Method of Moments để ước lượng mô hình năng động của dữ liệu bảng và kiểm
tra mối liên kết giữa thâm hụt tài khoản vãng lai và một tập hợp các biến kinh tế
vĩ mô ở các nước đang phát triển.
Hanan Morsy (2009) nghiên cứu các nhân tố tác động đến tài khoản vãng lai
trong trung hạn ở các nước xuất khẩu dầu, tác giả sử dụng các phương pháp
Pooled, Fixed effects và Generalized Method of Moments để phân tích.
Misztal (2012) phân tích lý thuyết và thực nghiệm mối quan hệ nhân quả
giữa cán cân ngân sách và tài khoản vãng lai ở các nước Baltic, tác giả sử dụng
phương pháp Vector Autoregressive Model – VAR để phân tích.
Udah (2011) sử dụng kiểm định đồng liên kết, phân tích nhân quả Granger
và VAR để điều tra khu vực tài chính, chính sách vĩ mô và phi chính sách ảnh
hưởng đến diễn biến của tài khoản vãng lai ở Nigeria.
15
Phương pháp Moment tổng quát (GMM)
Phương pháp ước lượng bình phương bé nhất (OLS) là phương pháp được
dùng rất phổ biến trong lĩnh vực kinh tế lượng. Ưu điểm của phương pháp này
không quá phức tạp nhưng lại rất hiệu quả. Với một số giả thiết ban đầu, phương
pháp này sẽ dễ dàng xác định các giá trị ước lượng hiệu quả, không chệch và
vững. Chúng ta thu được các ước lượng với những đặc điểm trên khi:
Ước lượng OLS là vững khi các biến là ngoại sinh và không có đa cộng
tuyến;
Ước lượng OLS là không chệch khi phần dư có phương sai không đổi
(homoscedastic) và không tự tương quan (no autocorrelation).
Tuy nhiên, khi nghiên cứu về chuỗi dữ liệu thời gian, có nhiều chuỗi vi phạm
một hoặc một số giả định của OLS. Khi đó, các ước lượng thu được sẽ bị bóp méo
và sẽ là sai lầm nếu sử dụng chúng để phân tích. Một trong những dạng vi phạm
giả định phổ biến nhất là hiện tượng nội sinh tức là hệ số ước lượng (hoặc biến)
tương quan với phần dư. Phương pháp cơ bản trong trường hợp các biến ở vế phải
phương trình tương quan với phần dư là ước lượng một phương trình có dùng các
biến công cụ (Instrumental Variables – hồi quy IV). Ý tưởng của phương pháp hồi
quy này là tìm một bộ biến, được gọi là biến công cụ, thõa mãn cả hai điều kiện:
(1) Tương quan với các biến giải thích trong phương trình;
(2) Không tương quan với phần dư. Những biến công cụ như vậy được dùng
để loại bỏ sự tương quan giữa các biến giải thích và phần dư.
Khi số lượng mẫu phù hợp giá trị ước lượng được sẽ vững, khi đó giá trị ước
lượng được sẽ càng gần với giá trị thực của nó. Ước lượng GMM sẽ cho ra các giá
trị ước lượng tuân theo phân phối chuẩn, đây là thuộc tính rất quan trọng vì đó là
cơ sở để chúng ta xây dựng giá trị dự đoán ở các độ tin cậy (confidence bands) và
thực hiện các kiểm định khác. Phương pháp GMM cũng cho ra kết quả là các giá
trị ước lượng hiệu quả, nghĩa là giá trị phương sai trong mô hình ước lượng là nhỏ
16
nhất. Tóm lại, phương pháp GMM cho ra các hệ số ước lượng vững, phân phối
chuẩn và hiệu quả. Một cách tổng quan, GMM là phương pháp tổng quát của rất
nhiều phương pháp ước lượng phổ biến như phương pháp bình phương bé nhất
(OLS), Generalized Least Square (GLS), Maximum Likelihood Estimation
(MLE).
Mô hình VAR:
Không cần xác định biến nào là biến nội sinh và biến nào là biến ngoại sinh.
Tất cả các biến trong VAR đều là biến nội sinh;
Dự báo, đặc biệt là dự báo trung hạn và dài hạn;
Phân tích cơ chế truyền tải cú sốc, nghĩa là xem xét tác động của một cú sốc
trên một biến phụ thuộc lên các biến phụ thuộc khác trong hệ thống.
Tuy nhiên mô hình VAR còn vướng phải một số hạn chế:
Do trọng tâm mô hình được đặt vào dự báo nên VAR ít phù hợp cho phân
tích chính sách;
Khi xét đến mô hình VAR ta còn phải xét đến tính dừng của các biến trong
mô hình. Yêu cầu đặt ra khi ta ước lượng mô hình VAR là tất cả các biến phải
dừng, nếu trong trường hợp các biến này chưa dừng thì ta phải lấy sai phân để
đảm bảo chuỗi dừng. Càng khó khăn hơn nữa nếu một hỗn hợp chứa các biến có
tính dừng và các biến không có tính dừng thì việc biến đổi dữ liệu không phải là
việc dễ dàng;
Khi xây dựng mô hình VAR dạng cơ bản, các biến thường phải được xử lý
để trở thành các chuỗi dừng, và do đó trong một số trường hợp có thể bỏ mất đi
các thông tin quan trọng về mối quan hệ giữa các biến số, chẳng hạn về xu hướng
biến đổi dưới dạng không dừng giữa các biến số;
Thách thức thực nghiệm lớn nhất trong phương pháp xây dựng mô hình
VAR là khó khăn trong việc lựa chọn khoảng trễ thích hợp. Giả sử mô hình VAR
17
bạn đang xét có ba biến và mỗi biến sẽ có 8 trễ đưa vào từng phương trình. Như
vậy sẽ có 24 tham số trễ trong mỗi phương trình cộng với số hạng không đổi, và
như vậy có tất cả 25 tham số. Và nếu ta tăng số biến và số trễ đưa vào mỗi phương
trình thì số hệ số mà ta phải ước lượng sẽ khá lớn. Ngoài ra, khó khăn trong việc
lựa chọn khoảng trễ còn được thể hiện ở chỗ nếu ta tăng độ dài của trễ sẽ làm cho
bậc tự do giảm, do vậy mà ảnh hưởng đến chất lượng các ước lượng;
Do các hệ số đơn lẻ trong mô hình VAR ước lượng thường khó giải thích,
những người áp dụng kỹ thuật này trên thực tế thường ước lượng cái gọi là hàm
phản ứng đẩy (Impulse Response Function, IRF). IRF phát hiện phản ứng của
biến phụ thuộc trong hệ VAR đối với các cú sốc của các số hạng sai số. Mặc dù
giá trị sử dụng của phân tích IRF bị nhiều nhà nghiên cứu nghi ngờ, nhưng nó là
trọng tâm của phân tích VAR;
Nếu các biến có mối quan hệ đồng liên kết, chúng sẽ di chuyển cùng nhau
trong dài hạn. Trong trường hợp này, VAR chỉ cho thấy mối quan hệ trong ngắn
hạn, nó không chỉ ra xu hướng trong dài hạn.
Mô hình VECM
Khái niệm VAR có thể được mở rộng đối với mô hình vector tự hiệu chỉnh
sai số (VECM), mà nó cho thấy mối quan hệ đồng liên kết giữa hai hay nhiều
biến. Mô hình này được sử dụng trong trường hợp các chuỗi dữ liệu không dừng
và chứa đựng mối quan hệ đồng liên kết. VECM rất hữu ích trong việc thể hiện
không chỉ mối quan hệ dài hạn giữa các biến số mà còn thể hiện được động thái
trong ngắn hạn trong quan hệ giữa các biến số trong việc giữ cho hệ thống quy về
mối quan hệ trong dài hạn.
Các chuỗi dữ liệu trong bài luận văn này là không dừng ở chuỗi dữ liệu ban
đầu nhưng đều dừng sau khi lấy sai phân bậc 1 và kết hợp tuyến tính của các
chuỗi dữ liệu không dừng này là một chuỗi dừng nên chúng có mối quan hệ đồng
liên kết nghĩa là có mối quan hệ dài hạn. Vì thế tôi sẽ sử dụng mô hình VECM
18
trong bài luận văn này để nghiên cứu các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản
vãng lai ở Việt Nam cả trong ngắn hạn và dài hạn.
19
3. CƠ SỞ DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU:
3.1. Cơ sở dữ liệu
Bài luận văn này sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian theo năm giai đoạn từ năm
1983 đến năm 2012 để phân tích các nhân tố tác động đến tài khoản vãng lai ở
Việt Nam. Các dữ liệu được thu thập từ IMF’s International Financial Statistics
(IFS) databank, Worldbank (WB), ADB và Thomson Reuters.
Dựa vào các lý thuyết đã được thảo luận và các công trình nghiên cứu thực
nghiệm, tôi xác định được các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở
Việt Nam gồm: nợ nước ngoài, thâm hụt ngân sách, tiết kiệm tư nhân, tỷ giá hối
đoái và cán cân thương mại. Bảng thống kê mô tả dữ liệu được thể hiện trong
Bảng 3.1.
Thời gian mẫu từ năm 1983 đến năm 2012
Biến
Tên
ĐVT
Mean
Min
Max
Tài khoản
%
CA
-4.19
-13.06
7.44
vãng lai
Nợ nước
%
ED
87.78
0.11%
359.56
ngoài
Thâm hụt
%
FD
-3.92
-10.12
1.33
ngân sách
Tỷ giá danh
ER
VND/USD
11319.52
1.29
20828
nghĩa
Cán cân
%
TB
-7.54
-17.79
1.45
thương mại
Tiết kiệm tư
%
PS
22.71
0.068
36.54
nhân
Bảng 3.1. Thống kê mô tả dữ liệu
20
Phương trình xác định các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai
như sau:
Ca = f (ED, FD, NEER, TB, PS) (3.1)
Biến phụ thuộc:
CA: là tài khoản vãng lai được đo lường bằng tỷ lệ % thâm hụt cán cân tài
khoản vãng lai so với GDP. Tài khoản vãng lai là tổng của cán cân thương mại
(xuất khẩu trừ nhập khẩu hàng hóa và dịch vụ), thu nhập ròng (như lãi và cổ tức),
các khoản chuyển giao vốn vãng lai (như viện trợ nước ngoài và kiều hối). Tài
khoản vãng lai cũng có thể được thể hiện sự khác nhau giữa tiết kiệm của quốc gia
(bao gồm cả khu vực công và khu vực tư) và đầu tư. Thâm hụt tài khoản vãng lai
phản ánh mức tiết kiệm của quốc gia thấp hơn so với đầu tư hoặc tỷ lệ đầu tư cao
hoặc cả hai.
Trạng thái cán cân vãng lai của Việt Nam chịu tác động chủ yếu từ trạng thái
cán cân thương mại do các giao dịch về hàng hóa chiếm tỷ trọng lớn trong tổng
thu và chi của tài khoản vãng lai (chiếm khoảng 70% - 85%). Trong khi đó, cán
cân chuyển giao vốn vãng lai ròng (bao gồm viện trợ và kiều hối) có tác động làm
giảm thâm hụt tài khoản vãng lai. Tình trạng thâm hụt cán cân vãng lai được bù
đắp đáng kể bởi nguồn thu nhập từ chuyển giao vốn vãng lai (viện trợ và kiều hối)
và các giao dịch kinh tế khác thuộc cán cân vốn và tài chính. Lượng kiều hối
chuyển về Việt Nam và các dòng vốn chảy vào Việt Nam đóng vai trò quan trọng
để bù đắp thiếu hụt của cán cân vãng lai trong thời gian qua.
Biến độc lập:
ED: Nợ nước ngoài đo lường bằng tỷ lệ % nợ nước ngoài so với GPD.
Quy mô nợ nước ngoài ngày càng lớn: Theo dữ liệu của Bộ Tài chính, trong
những năm gần đây nợ nước ngoài so với GDP của Việt Nam tăng nhanh, từ
31,4% năm 2006 lên 41,5% năm 2011 (ở mức 1.042 nghìn tỷ đồng, khoảng 50 tỷ
USD). Trong cơ cấu nợ công Việt Nam, nợ nước ngoài hiện chiếm tới 30%, vì
21
thế, khi nợ nước ngoài tăng kéo theo tổng nợ công tăng lên. So với một số nước
trong khu vực, mức nợ công của Việt Nam hiện đang ở mức quá cao: Thái Lan là
44% GDP, Indonesia là 39,7% GDP và Philippines là 47,3% GDP. Mặc dù các
chỉ số nợ nước ngoài của Việt Nam vẫn đang được coi là nằm trong mức an toàn
song đang ngày càng xấu đi. Tỷ lệ dự trữ ngoại hối so với tổng dư nợ ngắn hạn
trong năm 2009 chỉ còn 290 lần, giảm gần 100 lần so với năm 2008. Các chỉ số về
nghĩa vụ trả nợ so với xuất khẩu và so với thu ngân sách đều tăng lên, điều này đã
gây áp lực lên những nguồn vay tài trợ cho thâm hụt tài khoản vãng lai. Với các
chỉ số xấu đi như vậy, năm 2010, trong cơ cấu nợ nước ngoài lượng vốn vay của
Việt Nam ở mức lãi suất cao từ 6 đến 10% đã tăng lên tới 7,52% từ mức 3,84%
năm 2009. Nếu xu hướng này vẫn tiếp tục và không có các biện pháp quản lý,
kiểm soát chặt chẽ, hiệu quả, thì có thể nợ nước ngoài trở nên không an toàn.
FD: Thâm hụt ngân sách đo lường bằng tỷ lệ % thâm hụt ngân sách so với
GPD.
Vấn đề thâm hụt ngân sách nhà nước cũng thường đi kèm với thâm hụt cán
cân vãng lai. Cũng như Mỹ, tình trạng thâm hụt cán cân vãng lai của Việt Nam có
phần xuất phát từ nguyên nhân thâm hụt ngân sách nhà nước. Thâm hụt ngân sách
diễn ra liên tục trong khoảng hơn một thập kỉ qua và có mức độ ngày càng gia
tăng. Cụ thể, thâm hụt ngân sách không bao gồm chi trả nợ gốc của Việt Nam
trung bình trong giai đoạn 2003 - 2007 chỉ là 1,3% GDP, nhưng con số này đã
tăng hơn gấp đôi lên 2,7% GDP trong giai đoạn 2008 - 2012. Đặc biệt những năm
gần đây, thâm hụt ngân sách liên tục đã kéo theo sự gia tăng nhanh của nợ công.
Tổng nợ công của Việt Nam đã tăng từ khoảng 40% GDP từ cuối năm 2007 lên
tới 57% GDP vào cuối năm 2010 và chỉ giảm đôi chút vào năm 2011. Cùng thời
gian đó, nợ nước ngoài của Việt Nam cũng tăng từ 32% lên tới gần 42% GDP.
Trung bình trong hai năm 2009 – 2010, con số thâm hụt ngân sách của Việt Nam
thuộc diện cao nhất so với các nước trong khu vực, vào khoảng 6% GDP/năm.
Con số này gấp khoảng 6 lần so với con số tương ứng của Indonesia, gấp 2 lần so
22
với Thái Lan. Tác động của thâm hụt ngân sách tới thâm hụt tài khoản vãng lai
được cho là có độ trễ và trong dài hạn vì tác động này thông qua các kênh truyền
dẫn chủ yếu là đầu tư công, đặc biệt với trường hợp của Việt Nam, khi tiến độ
thực hiện của các dự án đầu tư khá chậm thì độ trễ của thâm hụt ngân sách và
thâm hụt thương mại có thể là một năm.
NEER: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa được tính bằng bình quân gia quyền của
một rổ ngoại tệ.
Với chính sách tỷ giá được coi là “cố định linh hoạt” của Việt Nam gắn với
đồng đôla Mỹ, diễn biến tỷ giá một số thời điểm chưa theo kịp với thực tế của thị
trường trong điều kiện chính sách tiền tệ nới lỏng, tỷ giá hầu như cố định đã góp
phần làm giảm kim ngạch xuất khẩu, tăng kim ngạch nhập khẩu. Mặc dù tỷ giá
danh nghĩa USD/VND có xu hướng tăng lên theo thời gian và biên độ dao động
được điều chỉnh linh hoạt tùy từng hoàn cảnh kinh tế cụ thể. Tuy nhiên, diễn biến
tỷ giá thực RER và REER có xu hướng giảm dần trong những năm gần đây do
chênh lệch tốc độ lạm phát của Việt Nam so với Mỹ và các nước đối tác thương
mại chính đã góp phần làm giảm sức cạnh tranh về giá hàng hóa Việt Nam trên thị
trường thế giới. Thực tế này một phần lý giải tình trạng thâm hụt cán cân thương
mại của Việt Nam trong thời gian qua trở nên lớn hơn.
TB: Cán cân thương mại đo bằng tỷ lệ % cán cân thanh toán so với GDP.
Trạng thái cán cân vãng lai của Việt Nam chịu tác động chủ yếu từ trạng thái
cán cân thương mại do các giao dịch về hàng hóa chiếm tỷ trọng lớn trong tổng
thu và chi của tài khoản vãng lai (chiếm khoảng 70% - 85%). Trong những năm
gần đây, diễn biến xuất nhập khẩu của Việt Nam chịu tác động quá nhanh và
mạnh mẽ từ việc gia nhập WTO. Mặc dù kim ngạch xuất khẩu có mức tăng
trưởng khá nhanh nhưng vẫn không theo kịp với tốc độ tăng trưởng nhập khẩu khi
rào cản thuế quan dần dần được xóa bỏ, đã làm hàng hóa nước ngoài tràn vào Việt
Nam trong khi để tăng tốc độ xuất khẩu không phải là việc đơn giản mà đòi hỏi
23
phải có thời gian lâu dài. Chính hoàn cảnh này đã đẩy cán cân thương mại Việt
Nam vào tình thế ngày càng thâm hụt, lên tới 17,79% so với GDP vào năm 2008.
Thêm vào đó, theo các chuyên gia kinh tế, nguồn gốc sâu xa của tình trạng trên đó
chính là năng lực xuất khẩu của hàng hóa Việt Nam khi chưa thực sự tham gia
vào chuỗi cung ứng của khu vực cũng như trên thế giới. Giá trị gia tăng trong
nhóm hàng xuất khẩu thấp và chỉ tập trung vào một số mặt hàng chủ lực chính nên
rất dễ bị tổn thương khi có các cú “shock” từ bên ngoài. Trong khi đó, nhu cầu
nhập khẩu để chế biến hàng xuất khẩu, phục vụ xây dựng cơ sở hạ tầng, ... trong
những năm qua tăng nhanh đáng kể.
PS: Tiết kiệm tư nhân đo bằng tỷ lệ % tiết kiệm tư nhân so với GDP.
Có thể nói, nguyên nhân của tình trạng thâm hụt cán cân vãng lai ở Việt
Nam xuất phát từ sự mất cân đối, chênh lệch giữa tiết kiệm và đầu tư trong nước.
Trong thời gian qua, mức thâm hụt cán cân vãng lai trở nên nghiêm trọng hơn là
kết quả của nhu cầu đầu tư tăng cao hơn so với mức tiết kiệm trong nền kinh tế,
trong đó có cả khu vực nhà nước. Tỷ lệ tiết kiệm ở Việt Nam trong cả giai đoạn
đã liên tục biến động, đến năm 2011 giảm xuống chỉ còn 29.69% từ mức 32.8%
năm 2001. Trong khi đó, nhu cầu đầu tư đã tăng mạnh, tỷ lệ đầu tư lên cao nhất
vào năm 2007, mức đầu tư trên GDP đạt 43,13%, sau đó mặc dù đầu tư có thu hẹp
lại do tác động của khủng hoảng kinh tế song tỷ lệ đầu tư trên GDP vẫn cao và
luôn lớn hơn mức tiết kiệm. Tình trạng tỷ lệ tiết kiệm thấp, trong khi đó, tỷ lệ đầu
tư cao dẫn đến đầu tư phụ thuộc nhiều vào nguồn lực bên ngoài. Hình 3.1 cho
thấy khoảng cách giữa tiết kiệm và đầu tư những năm gần đây.
24
Hình 3.1. Tỷ lệ tiết kiệm và đầu tư so với GDP của Việt Nam
giai đoạn 1999 – 2012
Tỷ lệ tiết kiệm và đầu tư của Việt Nam 1999 - 2012
e l t i
Tiết kiệm/GDP (%)
T s i x A
Đầu tư/GDP (%)
50.00% 45.00% 40.00% 35.00% 30.00% 25.00% 20.00% 15.00% 10.00% 5.00% .00%
9 9 9 1
0 0 0 2
1 0 0 2
2 0 0 2
3 0 0 2
4 0 0 2
5 0 0 2
6 0 0 2
7 0 0 2
8 0 0 2
9 0 0 2
0 1 0 2
1 1 0 2
2 1 0 2
Nguồn: Tổng hợp từ IMF Country Report No.12/165, July 2012
3.2. Phương pháp nghiên cứu
3.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị
Bài luận văn này sử dụng kỹ thuật phân tích dữ liệu thời gian để nghiên cứu
mối quan hệ giữa tài khoản vãng lai và các biến vĩ mô. Trong phân tích chuỗi thời
gian, kết quả mô hình được ước lượng theo phương pháp hồi quy bé nhất có thể
gây ra vấn đề hồi quy giả mạo nếu chuỗi thời gian là không dừng. Vì vậy, chuỗi
dữ liệu phải tuân theo đặc tính của chuỗi thời gian, là phải dừng, có nghĩa là, giá
trị trung bình bằng 0 và phương sai không đổi theo thời gian và giá trị hiệp
phương sai giữa hai khoảng thời gian chỉ phụ thuộc vào khoảng cách giữa hai
khoản thời gian mà không phụ thuộc vào thời gian thực tế mà hiệp phương sai
được tính. Kiểm định nghiệm đơn vị được sử dụng phổ biến và rộng rãi để kiểm
định tính dừng của chuỗi thời gian, có nghiệm đơn vị là chuỗi thời gian không
dừng. Để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu, tôi sử dụng phương pháp
Augmented Dickey Fuller (ADF) và phương pháp Phillips-Perron (PP).
25
Kiểm định Dickey Fuller (DF) áp dụng với các hồi quy được thực hiện ở các
dạng sau:
∆Yt = δYt-1 + ut (3.2)
∆Yt = β1 + δYt-1 + ut (3.3)
∆Yt = β1 + β2
t + δYt-1 + ut
(3.4)
Trong đó, t là biến xu hướng hoặc biến thời gian. Trong mỗi trường hợp giả
thuyết H0 sẽ là δ = 0, tức là có nghiệm đơn vị.
𝒎
Nếu số hạng sai số ut là tự tương quan, ta sẽ biến đổi (3.4) thành:
𝒕 + 𝜹𝒀𝒕−𝟏 + 𝜶𝒊 ∑ ∆𝒀𝒕−𝒊 + 𝜺𝒕
𝒊=𝟏
(3.5) ∆𝒀𝒕 = 𝜷𝟏 + 𝜷𝟐
Với ∆𝑌𝑡−1 = 𝑌𝑡−1 − 𝑌𝑡−2, ∆𝑌𝑡−2 = 𝑌𝑡−2 − 𝑌𝑡−3, tức là sử dụng các số hạng
sai phân của độ trễ. Số lượng các số hạng sai phân của độ trễ cần có thường được
xác định bằng thực nghiệm – Khái niệm về việc cần phải có bao nhiêu số hạng để
có hạng sai số trong phương trình (3.5) là độc lập với chuỗi. Giả thuyết H0 vẫn là
δ = 0 hoặc ρ = 1, có nghĩa là Y có nghiệm đơn vị (Y là không dừng). Khi kiểm
định DF được áp dụng cho các mô hình như (3.5), nó được gọi là kiểm định gia
tăng Dickey Fuller (ADF). Trị thống kê của kiểm định ADF có cùng một phân bổ
tiệm cận giống như trị thống kê DF, do vậy có thể sử dụng các giá trị tới hạn
giống nhau.
Phillips-Perron (1988) đã phát triển một số kiểm định nghiệm đơn vị mà nó
đã trở nên phổ biến trong phân tích chuỗi thời gian tài chính. Kiểm định nghiệm
đơn vị theo phương pháp PP khác với kiểm định ADF chủ yếu trong cách họ giải
quyết tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất của phần sai số. Đặc biệt,
trong kiểm định ADF sử dụng tham số tự hồi quy để ước tính cấu trúc của sai số
ARMA trong phân tích hồi quy, kiểm định PP bỏ qua bất kỳ tương quan chuỗi
trong phân tích hồi quy. Phân tích hồi quy cho kiểm định PP là
26
∆yt
t + πyt-1 + ut
(3.6)
Trong đó 𝑢𝑡 là I(0) và có thể có phương sai không đồng nhất. Kiểm định PP
sẽ khắc phục được tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất của sai số 𝑢𝑡
của phân tích hồi quy bằng cách điều chỉnh trực tiếp kiểm định thống kê 𝑡𝜋=0 và
𝑇π̂. Những thống kê được điều chỉnh, ký hiệu 𝑍𝑡 và 𝑍𝜋, được đưa ra bởi:
( ) ( ) 𝑍𝑡 = ( ) 𝑡𝜋=0 − 1 2 𝑇. 𝑆𝐸(π̂) 𝜎̂ 2 𝜎̂ 2 𝜆̂2 𝜆̂2 − 𝜎̂ 2 𝜆̂2
(𝜆̂2 − 𝜎̂ 2) 𝑍𝜋 = 𝑇π̂ − 1 2 𝑇2. 𝑆𝐸(π̂) 𝜎̂ 2
Các thuật ngữ 𝜎̂ 2 và 𝜆̂2 là ước tính phù hợp của các tham số biến đổi
𝑇 2] 𝑇−1 ∑ 𝐸[𝑢𝑡 𝑡=1
𝜎2 = lim 𝑇→∞
𝑇 2] ∑ 𝐸[𝑇−1𝑆𝑡 𝑡=1
𝜆2 = lim 𝑇→∞
𝑇 𝑡=1
. Trong đó, 𝑆𝑇 = ∑ 𝑢𝑡
Giả thuyết H0 là π = 0, thống kê 𝑍𝑡 và 𝑍𝜋 của phương pháp PP có phân phối
tiệm cận giống như thống kê t và thống kê chuẩn hóa của phương pháp ADF. Lợi
ích của kiểm định theo PP so với kiểm định ADF là cho phép phương sai không
đồng nhất của sai số 𝑢𝑡 và không sử dụng chiều dài độ trễ cho phân tích hồi quy.
3.2.2. Đồng liên kết và mô hình VECM
Engle và Granger (1987) cho rằng chuỗi thời gian có thể không dừng ở dữ
liệu ban đầu nhưng chúng có thể dừng sau khi lấy sai phân, và kết hợp tuyến tính
của các chuỗi dữ liệu không dừng sẽ là một chuỗi dừng thì ta nói chúng có quan
hệ đồng liên kết hay có mối quan hệ dài hạn.
Các chuỗi ngẫu nhiên 𝑦1, 𝑦2, … , 𝑦𝑚 được gọi là đồng liên kết nếu:
Chúng là I(p)
27
Tồn tại tổ hợp tuyến tính của chúng mà tổ hợp này là I(d) trong đó d Như vậy các chuỗi I(1) 𝑦1, 𝑦2, … , 𝑦𝑚 được gọi là đồng liên kết nếu tồn tại các tham số 𝜆1, 𝜆2, … , 𝜆𝑚 không đồng thời bằng 0 sao cho: 𝜆1𝑦1 + 𝜆2𝑦2 + ⋯ + 𝜆𝑚𝑦𝑚 là chuỗi I(0). Từ định nghĩa ta thấy rằng nếu (𝜆1𝑦1 + 𝜆2𝑦2 + ⋯ + 𝜆𝑚𝑦𝑚) là I(0) thì (𝜆′1𝑦1 + 𝜆′2𝑦2 + ⋯ + 𝜆′𝑚𝑦𝑚) cũng là I(0) với 𝜆′𝑖 = 𝑎𝜆𝑖. Do đó người ta thường chuẩn hóa véctơ đồng liên kết bằng cách cho một trong các 𝜆𝑖 nhận giá trị 1, và khi đó mỗi biểu thức I(0): (𝜆1𝑦1 + 𝜆2𝑦2 + ⋯ + 𝜆𝑚𝑦𝑚) được gọi là một quan hệ đồng liên kết, và véc tơ (𝜆1, 𝜆2, … , 𝜆𝑚) là véc tơ đồng liên kết. Khái niệm về đồng liên kết liên quan chặt chẽ đến khái niệm về quan hệ cân bằng dài hạn. Hình dung rằng nếu hai chuỗi số là đồng liên kết bậc 1 thì theo định nghĩa trên khoảng cách (theo một nghĩa nào đó) giữa hai chuỗi này là chuỗi dừng. Điều này có nghĩa là: nếu hai biến này tại một thời điểm nào đó sai lệch ra khỏi xu hướng thay đổi chung thì sự sai lệch này không thể duy trì trong dài hạn. Như vậy có nghĩa là tồn tại một mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa hai chuỗi số này. Trong trường hợp nhiều biến nếu các biến được xem xét là tích hợp bậc 1 nhưng kết hợp tuyến tính của các biến tích hợp là I(0), thì các biến này được gọi là đồng liên kết (Enders, 2004). Với chuỗi không dừng, phân tích đồng liên kết được sử dụng để kiểm tra liệu có tồn tại bất kỳ mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Để kiểm định đồng liên kết thì phương pháp Engle – Granger (1987) hoặc phương pháp Johansen – Juselius (1990) hoặc phương pháp Johansen (1991) được sử dụng. Phương pháp Engle – Granger chỉ cho phép một mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong khi phương pháp Johansen – Juselius cho phép xác định nhiều mối quan hệ đồng liên kết. Nếu chỉ có hai biến trong mô hình, thì hai phương pháp này không có gì khác nhau. Tuy nhiên, nếu mô hình có nhiều hơn hai biến, thì phương Johansen là tốt hơn phương pháp Engle – Granger vì nó cho phép có nhiều mối quan hệ đồng liên kết. Do đó, tôi sẽ sử dụng phương pháp Johansen để 28 kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong bài nghiên cứu này. Tuy nhiên, điều kiện cần thiết để sử dụng kỹ thuật đồng liên kết là các biến được xem xét phải có cùng bậc tích hợp và kết hợp tuyến tính của các biến tích hợp phải dừng, nghĩa là không có nghiệm đơn vị. Kiểm định đồng tích hợp trong Eviews – kiểm định Johanson Kiểm định này được dựa trên nguyên tắc sau: Việc xác định số hàng độc lập tuyến tính được tính dựa trên số các giá trị riêng khác 0 của ma trận. Do đó số quan hệ đồng liên kết chính là số giá trị riêng khác 0 của ma trận Π. Kiểm định vết (trace test): H0: số quan hệ đồng tích hợp ≤ r H1: số quan hệ đồng tích hợp > r n Thống kê sử dụng là: r+1 λtrace(r) = −T ∑ ln (1 − λ̂ i) Kiểm định dựa trên giá trị riêng lớn nhất: H0: số quan hệ đồng tích hợp = r H1: số quan hệ đồng tích hợp = r+1 Thống kê sử dụng là: λmax(r,r+1) = -Tln(1- λ̂ ) Trong đó các ước lượng của các giá trị riêng được xếp theo thứ tự từ lớn đến bé. Các kiểm định này đều mang tính tuần tự và được thực hiện từ trên xuống và dừng khi nào giả thiết H0 bị bác bỏ. Phương pháp đồng liên kết của Johansen có thể được viết theo mô hình tự hồi quy vector bậc p 29 𝒋=𝟏 𝒋 (3.6) 𝑿𝒕 = 𝑨𝟎 + ∑ 𝑩𝒑 𝑿𝒕−𝒋 + 𝒆𝒕 Trong đó, Xt là (𝑛 × 1) vector không dừng của các biến tích hợp bậc nhất, A0 là (𝑛 × 1) vector hằng số, 𝑝 là độ trễ tối đa, Bj là (𝑛 × 𝑛) ma trận hệ số và et là (𝑛 × 1) vector nhiễu trắng. Sự tồn tại các vector đồng liên kết hỗ trợ cho việc ứng dụng mô hình vector tự hiệu chỉnh sai số (VECM), mô hình này cho thấy tốc độ điều chỉnh độ lệch trong ngắn hạn để đạt cân bằng trong dài hạn và mối quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến với nhau. Phương trình VECM tổng quát: ∆Xt = A0 + Ψ1∆Xt-1 + Ψ2∆Xt-2 +…+ Ψp-1∆Xt-p+1 + ΠXt-p + εt (3.7) Trong đó: ∆Xt: là sai phân bậc nhất của Xt Ψi = – (I – Γ1 – Γ2 –…– Γi) Π = – (I – Γ1 – Γ2 –…– Γp), trong đó I là ma trận đơn vị và i = (1,2,…, p – 1). Nếu Π bao gồm các cột độc lập tuyến tính trong đó r < k và k là số biến trong Xt, phương trình VECM thể hiện mối quan hệ dài hạn bởi Π = αβ, trong đó α và β là cả hai ma trận (5 × 𝑟). Ma trận 𝛽 là các vector đồng liên kết, trong khi 𝛼 là tham số điều chỉnh mà mỗi đồng liên kết sẽ tham gia vào mỗi phương trình của VECM. Mục đích là để kiểm tra số 𝑟 vector đồng liên kết như β1, β2, … βr. Số vector đồng liên kết có thể được kiểm tra bằng cách xem xét thông qua giá trị Trace statistic và Maximum eigenvalue. 𝑝
λtrace (r) = – T ∑
𝑖=𝑗+1 λj) và λmax (r, r + 1) = – Tln(1 – λr+1) ln(1 − Trong đó, 𝑟 là số vector đồng liên kết, T là số quan sát có thể sử dụng và 𝜆𝑗 là giá trị ước tính thứ 𝑗 hoặc giá trị đặc trưng từ ma trận Π. Phương trình (3.7) có thể viết lại như sau: ∆Xt = Ψ1∆Xt-1 + Ψ2∆Xt-2 +…+ Ψp-1∆Xt-p+1 + α (βXt-p) + εt (3.8) 30 Trong phương trình (3.8), βXt-p mối quan hệ đồng liên kết tối đa (k – 1) đảm bảo rằng Xt đạt cân bằng trong dài hạn. Tóm lại, trước tiên tôi sẽ kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu bằng kiểm định ADF và PP. Tiếp theo sẽ kiểm tra độ trễ phù hợp của mô hình, sau đó kiểm định phần dư của mô hình hồi quy ban đầu để xác định có quan hệ đồng liên kết và kiểm định đồng liên kết bằng phương pháp Johansen. Cuối cùng, tôi sẽ chạy VECM, phân tích nhân quả Granger và kiểm định các phần dư của mô hình VECM để xem xét sự phù hợp của mô hình. 31 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1. Kiểm định tính dừng: Trước khi kiểm tra mối quan hệ dài hạn, chúng ta cần tiến hành kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu. Kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP) được sử dụng để kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu. Kết quả, được trình bày trong bảng 4.1, cho thấy giả thuyết H0 không thể bị bác bỏ tại các mức ý nghĩa. Có nghĩa, các chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị tức là không có tính dừng. Tuy nhiên, giả thuyết Ho bị bác bỏ tại tất cả các mức ý nghĩa sau khi lấy sai phân bậc nhất của các chuỗi dữ liệu. Điều này kết luận rằng tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc nhất. ADF Test PP Test Bậc tích Các biến hợp H0: Các biến là không dừng H0: Các biến là không dừng CA -2.301 -2.422 ∆CA -5.139*** -5.169*** I(1) NEER -2.024 -2.162 ∆NEER -4.192*** -4.201*** I(1) ED -2.438 -2.065 ∆ED -6.407*** -5.104*** I(1) PS -0.929 -1.029 ∆PS -7.787*** -8.046*** I(1) FD -1.789 -2.6172 ∆FD -6.025*** -8.937*** I(1) TB -1.884 -2.109 ∆TB -3.761*** -3.830*** I(1) Bảng 4.1. Kiểm định tính dừng 32 4.2. Kiểm tra độ trễ phù hợp Đối với chuỗi thời gian điều quan trọng cần chú ý là lựa chọn độ trễ phù hợp để phân tích vì độ trễ có thể ảnh hưởng đến kết quả. Do đó, lựa chọn độ trễ theo tiêu chuẩn phù hợp là cần thiết. Bảng 4.2 mô tả các tiêu chuẩn để lựa chọn độ trễ. Theo Akaike Information Criterion (AIC) đề nghị độ trễ là 2. Tuy nhiên, theo Schwarz Information Criterion (SIC) đề nghị độ trễ là 1 đủ để phân tích. Do đó, dựa trên SIC lựa chọn độ trễ là 1 để phân tích kết quả. VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: CA ED NEER FD PS TB Exogenous variables: C Sample: 1983 2012 Included observations: 28 Lag
0
1
2 LogL
-85.45521
-0.854881
38.47999 Bảng 4.2. Lựa chọn độ trễ phù hợp * indicates lag order selected by the criterion AIC
6.532515
3.061063
2.822858* HQ
SC
6.817988
6.619787
5.059370* 3.671965*
3.957391
6.533999 LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion 4.3. Kiểm định phần dư Để kiểm định tính dừng cho phần dư của mô hình sử dụng kiểm định Phillips – Perron (PP) và Augmented Dickey Fuller (ADF). Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của phần dư được trình bày trong bảng 4.3. Kết quả cho thấy phần 33 dư dừng ở chuỗi dữ liệu gốc và các biến là dừng ở sai phân bậc nhất, vì vậy tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến ở Việt Nam. ADF Test -3.074 PP Test -3.067 1% Critical Value -3.679 5% Critical Value -2.968 10% Critical Value -2.623 Bảng 4.3. Kiểm định nghiệm đơn vị cho phần dư 4.4. Kiểm định đồng liên kết Theo nguyên tắc tổng quát, các biến mà chuỗi thời gian không dừng sẽ không được sử dụng trong mô hình hồi quy để tránh vấn đề hồi quy giả mạo. Tuy nhiên, Engle and Granger (1987) cho rằng kết hợp tuyến tính của hai hay nhiều chuỗi thời gian không dừng có thể là chuỗi dừng. Nếu tồn tại kết hợp tuyến tính là dừng thì các chuỗi thời gian không dừng được cho là có quan hệ đồng liên kết và kết hợp tuyến tính dừng có thể được hiểu như là có mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Vì tất cả các biến là không dừng khi chưa lấy sai phân theo kết quả kiểm định ADF và PP trước đó, nên cần thiết kiểm định đồng liên kết để xem mối quan hệ dài hạn giữa các biến trước khi tiến hành bất kỳ phân tích sâu hơn về mối quan hệ dài hạn của chúng. Mối quan hệ đồng liên kết cho phép chúng ta ước tính mối quan hệ dài hạn và thông qua cơ chế hiệu chỉnh sai số (VECM) để tiếp tục phân tích mối quan hệ trong ngắn hạn và điều chỉnh để đạt được cân bằng trong dài hạn. Phương pháp Johansen – Juselius (1990) và Johansen (1991) được sử dụng để xác định số vector đồng liên kết. Bảng 4 trình bày kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen – Juselius. Có hai giá trị thống kê riêng biệt để xác định số quan hệ đồng liên kết, giá trị Maximum Eigen và Trace statistics. Tại 34 mức ý nghĩa 5%, cả hai kiểm định này xác nhận tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa tài khoản vãng lai và các biến giải thích. Tại mức ý nghĩa 5%, giá trị Trace statistics và giá trị Maximum Eigen đều chỉ ra có hai mối quan hệ đồng liên kết. Kết quả được trình bày trong bảng trong Bảng 4.4 như sau: Date: 12/05/13 Time: 21:40
Sample (adjusted): 1985 2012
Included observations: 28 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: CA TB ED NEER FD PS
Lags interval (in first differences): 1 to 1 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) 0.05 Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue Trace
Statistic Critical Value None *
At most 1 *
At most 2
At most 3
At most 4
At most 5 0.829986
0.716663
0.480478
0.294000
0.197311
0.091122 121.8367
72.22423
36.91293
18.57722
8.829302
2.675252 95.75366
69.81889
47.85613
29.79707
15.49471
3.841466 Prob.**
0.0003
0.0317
0.3517
0.5236
0.3814
0.1019 Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Max-Eigen 0.05 Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value None *
At most 1 *
At most 2
At most 3
At most 4
At most 5 0.829986
0.716663
0.480478
0.294000
0.197311
0.091122 49.61242
35.31131
18.33571
9.747914
6.154050
2.675252 40.07757
33.87687
27.58434
21.13162
14.26460
3.841466 Prob.**
0.0032
0.0335
0.4674
0.7679
0.5935
0.1019 Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Bảng 4.4. Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen 35 Kết quả tại Bảng 4.4 cho thấy, tại mức ý nghĩa 5% tồn tại 2 mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Sau đây là kết quả chạy mô hình VECM với 2 vetor đồng liên kết. Vector Error Correction Estimates
Date: 12/05/13 Time: 21:31
Sample (adjusted): 1985 2012
Included observations: 28 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] D(ED)
2.228798
(6.30076)
[ 0.35373]
1.840895
(4.98125)
[ 0.36956]
4.657767
(6.81652)
[ 0.68331]
-2.464356
(8.66284)
[-0.28447] D(FD)
0.194248
(0.17040)
[ 1.13997]
-0.324093
(0.13471)
[-2.40581]
-0.007970
(0.18435)
[-0.04323]
-0.161602
(0.23428)
[-0.68979] D(NEER)
30228.93
(11395.9)
[ 2.65261]
-22663.45
(9009.37)
[-2.51554]
6582.232
(12328.8)
[ 0.53389]
-13233.05
(15668.1)
[-0.84458] D(PS)
0.046614
(0.34725)
[ 0.13424]
-0.087022
(0.27453)
[-0.31698]
0.115344
(0.37568)
[ 0.30703]
-0.016101
(0.47743)
[-0.03372] Cointegrating Eq:
CA(-1)
TB(-1)
ED(-1)
FD(-1)
NEER(-1)
PS(-1)
C
Error Correction:
CointEq1
CointEq2
D(CA(-1))
D(TB(-1)) CointEq1
1.000000
0.000000
-0.089288
(0.01974)
[-4.52317]
3.121675
(0.41294)
[ 7.55967]
1.41E-05
(5.9E-06)
[ 2.40513]
-1.124589
(0.15969)
[-7.04235]
0.423605
D(CA)
-1.293536
(0.28774)
[-4.49552]
0.815284
(0.22748)
[ 3.58398]
0.731389
(0.31129)
[ 2.34953]
-0.458262
(0.39561)
[-1.15837] CointEq2
0.000000
1.000000
-0.179653
(0.02661)
[-6.75174]
3.633939
(0.55661)
[ 6.52867]
3.30E-05
(7.9E-06)
[ 4.16110]
-1.503438
(0.21525)
[-6.98460]
0.544020
D(TB)
-0.661919
(0.21463)
[-3.08407]
0.338469
(0.16968)
[ 1.99477]
0.628778
(0.23219)
[ 2.70799]
-0.459817
(0.29509)
[-1.55825] Bảng 4.5a. Kết quả mô hình VECM D(ED(-1))
D(FD(-1))
D(NEER(-1))
D(PS(-1))
C
R-squared
Adj. R-squared
Sum sq. resids
S.E. equation
F-statistic
Log likelihood
Akaike AIC
Schwarz SC
Mean dependent
S.D. dependent 0.036916
(0.01855)
[ 1.98990]
1.404484
(0.35434)
[ 3.96371]
5.26E-06
(4.6E-06)
[ 1.14680]
-0.269096
(0.23589)
[-1.14079]
0.000462
(0.00714)
[ 0.06465]
0.616305
0.454750
0.025483
0.036623
3.814818
58.29698
-3.521213
-3.093004
0.003550
0.049596 756.2539
(734.744)
[ 1.02928]
-8301.312
(14033.5)
[-0.59154]
-0.049099
(0.18177)
[-0.27011]
-11307.46
(9342.25)
[-1.21036]
251.8067
(282.908)
[ 0.89006]
0.628912
0.472664
39971729
1450.440
4.025095
-238.1310
17.65221
18.08042
190.0770
1997.358 0.006389
(0.02239)
[ 0.28535]
0.267478
(0.42762)
[ 0.62550]
-8.81E-07
(5.5E-06)
[-0.15900]
-0.428910
(0.28467)
[-1.50668]
0.009033
(0.00862)
[ 1.04777]
0.234606
-0.087666
0.037114
0.044197
0.727976
53.03309
-3.145221
-2.717012
0.006589
0.042379 0.005076
(0.01384)
[ 0.36680]
0.832280
(0.26430)
[ 3.14900]
5.24E-06
(3.4E-06)
[ 1.53204]
-0.254808
(0.17595)
[-1.44821]
-0.000551
(0.00533)
[-0.10341]
0.549821
0.360272
0.014178
0.027317
2.900676
66.50548
-4.107535
-3.679326
0.001423
0.034153 -0.024089
(0.01099)
[-2.19269]
0.028584
(0.20984)
[ 0.13622]
2.45E-07
(2.7E-06)
[ 0.09026]
-0.118249
(0.13969)
[-0.84651]
0.000210
(0.00423)
[ 0.04969]
0.514456
0.310016
0.008937
0.021688
2.516419
72.96674
-4.569053
-4.140844
-0.000643
0.026109 0.302682
(0.40624)
[ 0.74509]
-9.898408
(7.75907)
[-1.27572]
5.70E-05
(0.00010)
[ 0.56693]
-0.889300
(5.16530)
[-0.17217]
0.005208
(0.15642)
[ 0.03330]
0.236309
-0.085244
12.21913
0.801943
0.734898
-28.12145
2.651532
3.079741
0.016832
0.769803
Các hệ số đồng liên kết ước tính cho tài khoản vãng lai dựa trên vector chuẩn 36 hóa đầu tiên như sau: Xt = (CAt, EDt, FDt, NEERt, PSt) B1 = (1, -0.089, 3.122, 1.41, -1.125) Mối quan hệ đồng liên kết có thể được thể hiện như sau: CA = 0.457 – 0.089ED + 3.122FD + 1.58NEER – 1.125PS (4.1) [-4.523] [7.559] [2.405] [-7.042] Trong đó, giá trị trong ngoặc vuông là thống kê t. Hệ số của NEER và FD là cùng chiều với tài khoản vãng lai trong khi hệ số của ED và PS là ngược chiều với tài khoản vãng lai và tất cả đều có ý nghĩa thống kê. 37 Nhìn chung, các tham số đồng liên kết đều có ý nghĩa thống kê. Kết quả đồng liên kết cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa thâm hụt tài khoản vãng lai và nợ nước ngoài là ngược chiều và hệ số có ý nghĩa thống kê. Từ quan điểm Tiết kiệm – Đầu tư, điều này cho thấy tốc độ đầu tư trong nước cao hơn so với tỷ lệ tiết kiệm của quốc gia, để đầu tư cho các dự án trong nước phải dựa vào vay nợ nước ngoài. Kết quả nghiên cứu cho thấy thâm hụt tài khoản vãng lai và thâm hụt ngân sách có mối quan hệ cùng chiều, điều này phù hợp với phương pháp tiếp cận Tiết kiệm – Đầu tư; thâm hụt ngân sách của Việt Nam trong thời gian qua là nguyên nhân dẫn đến tài khoản vãng lai bị xấu đi. Thay đổi của tài khoản vãng lai Việt Nam giai đoạn 1983 – 2012 luôn biến động cùng chiều với thâm hụt ngân sách. Hình 4.1. Thâm hụt ngân sách và thâm hụt thương mại Việt Nam giai đoạn 1983 - 2012 0.1 0.05 0 -0.05 FD CA -0.1 -0.15 -0.2 -0.25 Nguồn: ADB’s Statistical Database System Online. Trong các biến nghiên cứu thì thâm hụt ngân sách có ảnh hưởng lớn nhất đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam. Khi thâm hụt ngân sách giảm sẽ làm cho cán cân tài khoản vãng lai được cải thiện. Ngược lại, chính sách tài khóa mở rộng (chính phủ gia tăng chi tiêu hoặc giảm thu từ thuế…) làm tăng thâm hụt ngân sách 38 từ đó làm tăng thâm hụt tài khoản vãng lai. Cụ thể với hệ số biến thiên của thâm hụt ngân sách trong mô hình là 3.122 thì khi tỷ lệ thâm hụt ngân sách so với GDP tăng 1% thì tỷ lệ thâm hụt của tài khoản vãng lai so với GDP sẽ tăng 3.122% và ngược lại. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối đoái danh nghĩa tác động cùng chiều với tài khoản vãng lai. Mặc dù tỷ giá danh nghĩa có xu hướng tăng trong thời gian qua nhưng do chênh lệch tốc độ lạm phát của Việt Nam so với Mỹ và các nước đối tác thương mại chính lớn (đặc biệt năm 2008 lạm phát ở Việt Nam là 23.116% và 2011 là 18.677%, trong khi đó lạm phát ở Mỹ chỉ là 3.84% năm 2008 và 3.16% năm 2011) dẫn đến tỷ giá thực có xu hướng giảm dần, điều này góp phần làm giảm sức cạnh tranh về giá cả hàng hóa của Việt Nam trên thị trường thế giới. Thực tế này một phần lý giải tình trạng thâm hụt cán cân thương mại của Việt Nam trong thời gian qua trở nên lớn hơn. Tiết kiệm tư nhân tác động ngược chiều đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam. Khi tỷ lệ tiết kiệm tư nhân tăng lên, tỷ lệ đầu tư không thay đổi hoặc tỷ lệ đầu tư tăng ít hơn so với tỷ lệ tiết kiệm sẽ làm giảm khoảng cách chênh lệch giữa tiết kiệm và đầu tư, dẫn đến làm giảm thâm hụt tài khoản vãng lai. 39 Dependent Variable: D(CA)
Method: Least Squares
Sample (adjusted): 1985 2012
Included observations: 28 after adjustments t-Statistic Prob. Bảng 4.5b. Kết quả của mô hình VECM 0.0002
0.0020
0.0298
0.2611
0.0612
0.0008
0.2657
0.2681
0.9491 Std. Error
0.287739
0.227480
0.311292
0.395609
0.018552
0.354336
4.59E-06
0.235885
0.007143 C(1)
C(2)
D(CA(-1)
D(TB(-1)
D(ED(-1)
D(FD(-1)
D(NEER(-1)
D(PS(-1)
C(9)
R-squared Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat 0.003550
0.049596
-3.521213
-3.093004
-3.390305
2.370949 Các dấu hiệu của hệ số hiệu chỉnh sai số trong việc xác định tài khoản vãng lai là âm (-1.293) và giá trị t (-4.495) là có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy tài khoản vãng lai phản ứng một cách đáng kể để đạt đươc cân bằng dài hạn khi lệch khỏi cân bằng dài hạn xảy ra, tốc độ mà tài khoản vãng lai điều chỉnh là khoảng 129.35% mỗi năm. Kết quả phản ánh, các yếu tố chính tác động ngắn hạn đến tài khoản vãng lai là thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài, tất cả các yếu tố này đều tác đồng thời lên tài khoản vãng lai. Tóm lại, kết quả kiểm định đồng liên kết bằng phương pháp Johansen cho thấy hai mối quan hệ đồng liên kết nghĩa là có mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Kết quả mô hìnhVECM cho thấy tỷ giá danh nghĩa và thâm hụt tài khóa tác động cùng chiều lên thâm hụt tài khoản vãng lai, trong khi đó tiết kiệm tư nhân và nợ nước ngoài tác động ngược chiều lên thâm hụt tài khoản vãng lai trong dài hạn. 40 Còn trong ngắn hạn cthâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài là các nhân tố chính tác động đến tài khoản vãng lai ở Việt Nam. 4.5. Phân tích nhân quả Kết quả đồng liên kết chỉ ra rằng tồn tại quan hệ nhân quả giữa các biến đồng liên kết, tuy nhiên, nó không chỉ cho chúng ta hướng của quan hệ nhân quả. Theo Engel và Granger (1987), nếu các biến mà có mối quan hệ đồng liên kết thì luôn tồn tại đại diện hiệu chỉnh sai số mà quan hệ ngắn hạn động của các biến có thể được kiểm tra tác động bởi độ lệch từ cân bằng dài hạn. Engel và Granger cho rằng nếu tồn tại đồng kết hợp giữa các biến trong dài hạn, thì, phải có mối quan hệ một chiều hoặc hai chiều giữa các biến. Mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa các biến sẽ được kiểm tra trong mô hình VECM. 𝒑 𝒑 𝒑 Phương trình VECM: 𝒊=𝟏 𝒊=𝟏 𝒊=𝟏 𝒑 𝒑 𝒑 ∆𝐂𝐀 = 𝛍𝟏 + 𝛄𝟏𝐳𝐭−𝟏 + ∑ 𝜽𝟏𝒊 ∆𝑪𝑨𝒕−𝒊 + ∑ 𝜹 𝟏𝒊 ∆𝑬𝑫𝒕−𝒊 + ∑ 𝝉𝟏𝒊 ∆𝑬𝑿𝒕−𝒊 𝒊=𝟏 𝒊=𝟏 ∆𝑭𝑫𝒕−𝒊 + ∑ 𝝎𝟏𝒊 ∆𝑷𝑺𝒕−𝒊 + ∑ 𝝃𝟏𝒊 ∆𝑻𝑩𝒕−𝒊 + 𝜺𝒕 (4.2) + ∑ 𝝆𝟏𝒊
𝒊=𝟏 Trong đó, Zt-1 là hiệu chỉnh sai số từ vector đồng liên kết; γ, θ, δ,τ, ρ, ω và ξ là tham số được ước tính; p là độ trễ; μ là hằng số và ε được giả định là dừng với trung bình bằng 0 và phương sai không đổi. Phương trình VECM được viết tương tự cho những biến khác. Mô hình VECM (4.2) cho thấy mối quan hệ ngắn hạn động cũng như cân bằng dài hạn giữa các biến và do đó có thể phân biệt giữa quan hệ nhân quả Granger ngắn hạn và dài hạn. Hệ số có ý nghĩa thống kê cho độ trễ hiệu chỉnh sai số (bằng kiểm định giả thuyết H0: γ1 = 0) cung cấp quan hệ nhân quả Granger trong dài hạn mà được quan sát thông qua thống kê t. Mặt khác, quan hệ nhân quả Granger trong ngắn hạn được kiểm tra bởi hệ số có ý nghĩa thống kê của các biến 41 giải thích khác. Ví dụ, trong phương trình VECM, nợ nước ngoài sẽ tác động đến tài khoản vãng lai trong ngắn hạn nếu hệ số δ1i có ý nghĩa thống kê (kiểm tra giả thuyết H0: δ11 = δ12 =…= δ1p = 0) bằng kiểm định Wald (kiểm định F). Tương tự, tỷ giá hối đoái danh nghĩa sẽ tác động đến tài khoản vãng lai trong ngắn hạn nếu hệ số τ có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ nhân quả trong ngắn hạn giữa các biến cũng được kiểm định tương tự. Phân tích nhân quả Granger dựa trên mô hình VECM với độ trễ là 1 được tiến hành giữa tài khoản vãng lai và năm biến vĩ mô. Kết quả kiểm tra thống kê được báo cáo trong Bảng 4.6 và được tổng hợp trong Bảng 4.7. F-statistics Biến t-statistics phụ ECTt-1 ∆CA ∆TB ∆ED ∆FD ∆NEER ∆PS thuộc - 1.342 3.959** 15.711*** 1.315 1.301 -4.496 ∆CA ∆TB 7.333*** - 0.134 9.916*** 2.347 2.097 -3.084*** 0.467 0.081 - 1.627 0.321 0.029 0.354 ∆ED 0.002 0.476 4.808** - 0.008 0.717 1.139 ∆FD ∆NEER 0.285 0.713 1.059 - 1.465 2.652** 0.350 ∆PS 0.094 0.001 0.081 0.025 - 0.134 0.391 Bảng 4.6. Kết quả kiểm tra nhân quả Granger 42 Bảng 4.7. Tổng hợp quan hệ nhân quả dài hạn và ngắn hạn dựa trên VECM Dài hạn Ngắn hạn ED CA ED CA NEER CA FD CA FD CA CA TB ED TB FD TB NEER TB FD ED FD TB lại giữa X và Y Trong dài hạn, chỉ có mối quan hệ nhân quả một chiều giữa thâm hụt tài khoản vãng lai với các biến nghiên cứu. Phân tích nhân quả dựa trên VECM cho thấy nợ nước ngoài và thâm hụt ngân sách tác động lên tài khoản vãng lai trong ngắn hạn. Từ kết quả Bảng 4.6 và Bảng 4.7, trong ngắn hạn, chỉ có mối quan hệ một chiều giữa giữa tài khoản vãng lai với thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài. 43 4.6. Kiểm định tính dừng các phần dư của VECM Sau khi đã ước lượng được mô hình sẽ xem xét tính phù hợp của mô hình đối với chuỗi dữ liệu bằng cách kiểm định tính dừng của các phần dư. Nếu phần dư dừng thì mô hình nhận được là phù hợp và ngược lại. Kết quả bảng 4.8 và hình 4.2 cho thấy phần dư của mô hình đều dừng ở I(0), có nghĩa chuỗi dữ liệu phù hợp với mô hình. ADF Test PP Test Bậc tích hợp H0: Các biến là không H0: Các biến là không dừng dừng Resid CA -6.169*** -6.169*** I(0) Resid TB -4.800*** -4.782*** I(0) Resid ED -4.031*** -5.339*** I(0) Resid NEER -4.953*** -4.919*** I(0) Resid FD -4.658*** -4.688*** I(0) Resid PS -5.372*** -5.372*** I(0) Bảng 4.8. Kết quả kiểm định tính dừng phần dư của VECM 44 Hình 4.2. Đồ thị phần dư của mô hình VECM 45 46 47 Tóm lại, khi kiểm định tính dừng bằng kiểm định ADF và PP thì các biến đều không dừng ở dữ liệu ban đầu nhưng tất cả các biến đều dừng khi lấy sai phân và kết hợp tuyến tính của các biến này cho thấy tồn tại mối quan hệ đồng liến kết. Sau đó, tôi sử dụng phương pháp Johansen để kiểm định đồng liên kết, kết quả kiểm định cho thấy tồn tại hai mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu cho thấy, trong dài hạn, tỷ giá danh nghĩa và thâm hụt ngân sách tác động cùng chiều lên thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam, trong khi đó, nợ nước ngoài và tiết kiệm tư nhân tác động ngược chiều lên thâm hụt tài khoản vãng lai. Các biến tác động ngắn hạn đến sự mất cân bằng của tài khoản vãng lai là thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài. Phân tích nhân quả Granger cho thấy trong ngắn hạn chỉ có mối quan hệ một chiều giữa tài khoản vãng lai với thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài. 48 5. KẾT LUẬN Bài luận văn này sử dụng phương pháp đồng liên kết của Johansen và VECM để phân tích mối quan hệ giữa thâm hụt tài khoản vãng lai và các biến vĩ mô cả trong ngắn hạn và dài hạn của Việt Nam với dữ liệu hàng năm giai đoạn 1983 – 2012. Phân tích kết quả đồng liên kết cho thấy thâm hụt tài khoản vãng lai có mối quan hệ dài hạn với các biến vĩ mô. Trong các nhân tố tác động đến tài khoản vãng lai gồm nợ nước ngoài, tỷ giá hối đoái danh nghĩa, thâm hụt ngân sách và tiết kiệm tư nhân thì thâm hụt tài khóa có tác động lớn nhất đến tình trạng thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam. Trong dài hạn, nợ nước ngoài và tiết kiệm tư nhân tác động nghịch chiều lên thâm hụt tài khoản vãng lai, trong khi đó tỷ giá danh nghĩa và thâm hụt ngân sách tác động cùng chiều. Thâm hụt ngân sách tác động cùng chiều đến thâm hụt tài khoản vãng lai, dẫn đến bất kỳ sự gia tăng nào trong chi tiêu chính phủ, thay đổi chính sách thuế làm giảm nguồn thu sẽ làm tăng thâm hụt ngân sách từ đó sẽ ảnh hưởng xấu đến tài khoản vãng lai. Ngược lại khi chính phủ cắt giảm chi tiêu, thay đổi chính sách thuế để tăng nguồn thu thì sẽ tác động làm giảm thâm hụt ngân sách. Tiết kiệm tư nhân tác động ngược chiều đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam. Khi tiết kiệm tư nhân gia tăng sẽ làm giảm khoảng cách giữa tiết kiệm và đầu tư do đó nó sẽ cải thiện tình trạng thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam . Đồng thời, qua phân tích nhân quả Granger cho thấy chỉ có mối quan hệ một chiều giữa tài khoản vãng lai với thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài trong ngắn hạn. Nền kinh tế Việt Nam trong những năm qua có những chuyển biến tích cực, tuy nhiên trong mấy năm gần đây, nền kinh tế nước ta đã trải qua những thăng trầm do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu cũng như xuất phát từ nội tại của nền kinh tế: tăng trưởng cao nhưng chưa ổn định, lạm phát tăng cao 49 (năm 2008) và đặc biệt hơn nữa đó là tình trạng thâm hụt tài khoản vãng lai bắt nguồn từ thâm hụt cán cân thương mại ngày càng gia tăng. Từ năm 2007, thâm hụt cán cân thương mại của Việt Nam ngày càng nghiêm trọng và trở thành một trong những mối lo ngại hàng đầu. Giá trị nhập siêu hàng năm liên tục tăng, tỷ trọng nhập siêu so với GDP tăng đến mức báo động, tới 17.79% vào năm 2008, có giảm nhẹ xuống còn 12.74% vào năm 2009 do tác động của khủng hoảng kinh tế toàn cầu. Thâm hụt thương mại nghiêm trọng trong tài khoản vãng lai chắc chắn sẽ ảnh hưởng xấu tới tính bền vững của cán cân thanh toán, gây áp lực lên tỷ giá, nợ nước ngoài, lạm phát, từ đó đe dọa sự ổn định vĩ mô và tăng trưởng sau khủng hoảng. Nhằm ổn định kinh tế và tăng trưởng bền vững, một trong các vấn đề cần quan tâm là cải thiện cán cân tài khoản vãng lai. Với kết quả thu được qua nghiên cứu thực nghiệm về các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam giai đoạn 1983 – 2012, nhằm cải thiện tình trạng thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam hiện nay, tôi xin đưa ra một số ý kiến: Thâm hụt ngân sách có tác động cùng chiều đến diễn biến của tài khoản vãng lai, bất kỳ một sự gia tăng nào trong chi tiêu chính phủ trong khi chính sách thuế và mức thu từ thuế ổn định và không đổi sẽ dẫn đến sự gia tăng trong thâm hụt tài khoản vãng lai và ngược lại. Những nhân tố gây ra thâm hụt ngân sách cao của Việt Nam là do chính sách tài khóa không nhất quán và đầu tư công tràn lan kém hiệu quả. Để có thể khắc phục vấn đề thâm hụt ngân sách: (i) tăng nguồn thu; (ii) hoặc giảm nguồn chi: tức là giảm bớt mức đầu tư và chi tiêu chính phủ trong nền kinh tế. Theo Nghị quyết 11/NQ-CP của chính phủ ngày 24 tháng 02 năm 2011 đã nêu các biện pháp thực hiện chính sách tài khóa thắt chặt, cắt giảm đầu tư công, giảm thâm hụt ngân sách tóm tắt lại như sau: (1) Tăng cường giám sát và kiểm tra thuế nhằm tăng thu ngân sách; (2) Rà soát cắt giảm chi tiêu; 50 (3) Giảm bội chi ngân sách, giám sát chặt chẽ việc vay trả nợ nước ngoài; (4) Kiểm tra, rà soát các dự án, đầu tư của các tập đoàn kinh tế nhà nước, rà soát, cắt giảm và sắp xếp lại các dự án đầu tư, loại bỏ các dự án đầu tư kém hiệu quả tập trung vốn cho ngành sản xuất kinh doanh chính… Hạn chế của bài luận văn Bài luận văn này cũng có những mặt hạn chế nhất định. Đó là số quan sát còn hạn chế (30 quan sát) nên có thể kết luận đưa ra từ mô hình chưa phản ánh một cách đầy đủ so với thực tế. Bài luận văn này phân tích các nhân tố tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai trong ngắn hạn và dài hạn dựa trên VECM tuyến tính. Tuy nhiên, quá trình điều chỉnh của tài khoản vãng lai có thể là phi tuyến tính, quan điển này gần đây được thể hiện bởi Clarida et al. (2006), Arghyrou và Chortareas (2008) và de Mello and Mogliani (2009). Phương pháp phi tuyến tính có thể làm rõ hơn cơ chế điều chỉnh của mất cân bằng tài khoản vãng lai. Vì vậy, nếu có điều kiện ở bài nghiên cứu sau, tôi sẽ kiểm tra và ước tính phi tuyến tính đối với điều chỉnh của . tài khoản vãng lai ở Việt Nam. 51 Tài liệu trong nước Nguyễn Thị Hà Trang, Nguyễn Ngọc Anh, và Nguyễn Đình Chúc, 2011. Thâm hụt tài khoản vãng lai: Nguyên nhân và giải pháp. Working Paper Series. Nguyễn Thị Hiền, 2010. Phân tích thâm hụt các cân thương mại của Việt Nam giai đoạn hiện nay. Tạp chí Ngân hàng, Số 23/2010. Tài liệu nước ngoài Ang, H. Y., Sek, S. K., 2011. Empirical Investigation on the Determinants of Current Account Balances. International Journal of Advanced Computer Science, Vol. 1, No. 4, 146-151. Arghyrou, M.G., G. Chortareas, 2008. Current Account Imbalances and Real Exchange Rates in the Euro Area. Review of International Economics, Vol. 9, pp. 747-64. Bulut, Levent, 2011. External Debts and Current Account Adjustments. The B.E. Journal of Macroeconomics, De Gruyter, Vol. 11(1), 1-53. Bussière, M., Fratzscher M., Müller G. J., 2005. Productivity Shocks, Budget Deficits, and the Current Account. European Central Bank Working Paper, No. 509. Calderon, C., Chong, A., Loayza, N., 2002. Determinants of Current Account Deficits in Developing Countries. The B.E. Journal of Macroeconomics, De Gruyter, Vol. 2(1), 1-33. Chete, L. N., 2001. Explaining Current Account Behaviour in Nigeria. The Nigerian Journal of Economic and Social Studies, Vol. 43, 219 – 238. Chinn, M. D., Prasad, E. S., 2003. Medium-Term Determinants of Current Accounts in Industrial and Developing Countries: An Empirical Exploration. Journal of International Economics, Elsevier, Vol. 59(1), 47-76. Clarida, R.H., Goretti, M., Taylor, M.P., 2006. Are there thresholds of current account adjustment in the G7?. NBER working paper 12193. 52 De Mello, L., Mogliani, M., 2009. Current account sustainability in brazil: a non-linear approach. Economics department working paper No. 703. Debelle, G., Faruqee, H., 1996. What Determines the Current Account? A Cross – Sectional and Panel Approach. IMF Working Paper No. WP/96/58. Jawaid, S. T., Raza, S.A., 2013. Dynamics of Current Account Deficit: A Lesson from Pakistan. Transition Studies Review, Springer, Vol. 19(3), 357-366. Kwalingana, S., Nkuna, O., 2009. The Determinants of Current Account Imbalances in Malawi. MRPA Paper No. 14694, University Library of Munich., Germany. Milesi-Ferretti, G. M., Razin, A., 1996. Persistent Current Account Deficits: A Warning Signal? International Journal of Finance & Economics, John Wiley & Sons, Ltd., Vol. 1(3), 161-181. Misztal, Piotr (2012). The link between government budget and current account in the Baltic countries. MPRA Paper No. 40784, University Library of Munich, Germany. Morsy, Hanan, 2009. Current Account Determinants for Oil – Exporting Countries. IMF Working paper No. WP/09/28. Natalya, K. và Idil, U., 2010. Determinants of current account in the EU: the relation between internal and external balances in the new members. MPRA Paper No. 27466. Udah, E. B., 2011. Adjustment Policies and Current Account Behaviour: Empirical Evidence from Nigeria. European Journal of Humanities and Social Sciences, Vol. 6(1). Yang, Lucun, 2011. An empirical analysis of current account determinants in emerging Asian economies. United Kingdom: Cardiff University, Working Paper No. E2011/10.Ghi chú: ***, ** và * tương ứng các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
LR
NA
126.9005*
42.14451
FPE
2.77e-05
9.18e-07*
1.08e-06
Thâm hụt ngân sách và thâm hụt thương mại
Việt Nam 1983 - 2012
P
D
G
%
-4.495521
3.583977
2.349526
-1.158372
1.989900
3.963710
1.146797
-1.140791
0.064651
Coefficient
-1.293536
0.815284
0.731389
-0.458262
0.036916
1.404484
5.26E-06
-0.269096
0.000462
0.616305
Adjusted R-squared 0.454750
0.036623
S.E. of regression
0.025483
Sum squared resid
58.29698
Log likelihood
3.814818
F-statistic
0.007878
Prob(F-statistic)
Ghi chú: ***, ** và * tương ứng các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Ghi chú: X Y có nghĩa X tác động đến Y, và X Y có nghĩa có sự tác động qua
Ghi chú: ***, ** và * tương ứng các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
