Phân tích thực nghiệm mối liên hệ giữa tăng trưởng xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

Phân tích thực nghiệm mối liên hệ giữa tăng trưởng<br /> xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam<br /> <br /> Nguyễn Minh Hải<br /> Bộ môn Toán Kinh tế, Đại học Ngân hàng Thành phố Hồ Chí Minh<br /> <br /> <br /> <br /> <br /> Mục tiêu của nghiên cứu này là kiểm chứng mối liên hệ giữa tăng trưởng<br /> xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế. Đồng thời, xem xét có tồn tại mối quan<br /> hệ hai chiều giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam hay không.<br /> Kết quả nghiên cứu cho thấy, xuất khẩu giúp tăng vốn, tạo thêm việc làm<br /> và thúc đẩy tiến bộ công nghệ, từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Theo<br /> chiều ngược lại, tăng trưởng kinh tế nhanh làm tăng lợi thế cạnh tranh của<br /> Việt Nam trong giai đoạn 2000- 2017 trên thị trường quốc tế, qua đó thúc<br /> đẩy xuất khẩu. Điều này khẳng định chiến lược thúc đẩy tăng trưởng kinh<br /> tế hướng về hoạt động xuất khẩu của Việt Nam trong thời gian qua là hoàn<br /> toàn phù hợp. Trên cơ sở phân tích, bài viết đề xuất một số gợi ý nhằm phát<br /> huy mối quan hệ tích cực giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam<br /> hướng tới tăng trưởng kinh tế bền vững.<br /> Từ khoá: xuất khẩu, tăng trưởng kinh tế, Việt Nam.<br /> <br /> <br /> <br /> 1. Giới thiệu tăng trưởng kinh tế (TTKT) ở Việt Nam<br /> là một trong những chủ đề quan trọng thu<br /> Mối liên hệ giữa tăng trưởng xuất khẩu và hút nhiều sự quan tâm của các nhà nghiên<br /> <br /> <br /> The experimental analysis of export growth and economic growth in Vietnam<br /> Abstract: The main objective of this study is to verify the between export growth and economic growth. At<br /> the same time, consider whether there exists a two-way relationship between exports and economic growth in<br /> Vietnam. Research results show that exports help increase capital, create more jobs and promote technological<br /> progress thereby boosting economic growth. On the other hand, rapid economic growth increases Vietnam’s<br /> competitive advantage in the 2000-2017 period in the international market, thereby boosting exports. This<br /> confirms that the strategy to promote economic growth towards export activities of Vietnam in the past is<br /> perfectly suitable. Based on the analysis, the paper proposes a number of suggestions to promote the positive<br /> relationship between exports and economic growth in Vietnam towards a sustainable economic growth.<br /> Keywords: export growth, economic growth, Vietnam.<br /> <br /> <br /> Hai Minh Nguyen, PhD.<br /> Email: minhhai.nguyen77@gmail.com<br /> Department of Mathematical Economics, Banking University of Ho Chi Minh City<br /> <br /> Ngày nhận: 10/04/2019 Ngày nhận bản sửa: 27/05/2019 Ngày duyệt đăng: 17/06/2019<br /> <br /> © Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng<br /> ISSN 1859 - 011X 1 Số 210- Tháng 11. 2019<br />  Phân tích thực nghiệm mối liên hệ giữa tăng trưởng xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam<br /> <br /> <br /> <br /> cứu. TTKT nhanh, bền vững luôn là mục 2. Tổng quan nghiên cứu và khung<br /> tiêu của các quốc gia đang phát triển. Để phân tích<br /> đạt được mục tiêu này thì tăng trưởng xuất<br /> khẩu được xác định là một trong những 2.1. Tổng quan các nghiên cứu thực<br /> then chốt chính giúp cải thiện các yếu tố nghiệm<br /> nguồn lực như tạo thêm việc làm, bổ sung<br /> vốn và tăng năng suất nhân tố tổng hợp, Các nghiên cứu thực nghiệm về mối quan<br /> qua đó thúc đẩy TTKT. Kinh nghiệm từ hệ giữa xuất khẩu và TTKT khá đa dạng<br /> những quốc gia thành công trong chiến và thể hiện nhiều quan điểm khác nhau tùy<br /> lược thúc đẩy xuất khẩu hướng tới TTKT thuộc vào dữ liệu, phương pháp nghiên<br /> như Hàn Quốc, Thái Lan cho thấy, chiến cứu và bối cảnh nghiên cứu mà các nhà<br /> lược TTKT hướng về hoạt động xuất khẩu nghiên cứu có những phát hiện riêng. Có<br /> đã góp phần đưa Hàn Quốc từ một nước thể phân chia các nghiên cứu thực nghiệm<br /> lạc hậu trở thành nước có nền kinh tế lớn thành hai nhóm riêng biệt: nhóm nghiên<br /> trên thế giới, giúp Thái Lan đạt mức tăng cứu sử dụng dữ liệu đa quốc gia (Data<br /> trưởng cao liên tục trong nhiều năm và Panel) và nhóm nghiên cứu sử dụng chuỗi<br /> trở thành một trong những điểm sáng của thời gian (Time Series) ở các quốc gia<br /> châu Á. Bên cạnh đó, cũng có không ít các riêng biệt.<br /> quốc gia chưa thành công với chiến lược<br /> này, chẳng hạn các Quốc gia Nam Á, Mỹ Những nghiên cứu đầu tiên về mối quan<br /> La Tinh... làm nảy sinh những nghi vấn hệ giữa xuất khẩu tới TTKT sử dụng dữ<br /> về chiều hướng tác động của xuất khẩu liệu Data Panel đáng chú ý là các nghiên<br /> tới tăng trưởng kinh tế. Chính điều này, cứu của Emery (1968), Kravis (1970),<br /> ít nhiều gây hoài nghi cho các nhà hoạch Tyler (1981). Nhóm này sử dụng phương<br /> định chính sách khi lựa chọn chiến lược pháp tương quan hạng (Rank Correlation<br /> thúc đẩy xuất khẩu và TTKT. Method) để đo mức độ liên hệ giữa hai<br /> biến xuất khẩu và TTKT tại 55 quốc gia<br /> Mặc dù ở trong nước cũng có khá nhiều đang phát triển giai đoạn 1960- 1977.<br /> nghiên cứu về mối quan hệ này đã được Các kiểm định cho thấy, có mối liên hệ<br /> thực hiện, nhưng các kết quả lại không tích cực giữa biến tăng trưởng và xuất<br /> nhất quán về mối quan hệ giữa xuất khẩu khẩu. Kết quả thực nghiệm cũng chỉ ra<br /> và TTKT nên các khuyến nghị đưa ra cũng rằng cùng với vốn, lao động, xuất khẩu<br /> chỉ dừng lại theo hướng hoàn thiện cơ chế có vai trò quan trọng đối với TTKT các<br /> chính sách nhằm thúc đẩy xuất khẩu hàng nước. Michalopoulos và Jay (1973) sử<br /> hoá hơn là phân tích tác động của xuất dụng mô hình hàm sản xuất tân cổ điển để<br /> khẩu đến TTKT. Do vậy, việc đánh giá nghiên cứu mối quan hệ giữa xuất khẩu<br /> lại liệu hoạt động xuất khẩu có tác động và TTKT ở 39 nước đang phát triển thời<br /> tích cực đến TTKT và TTKT hướng về kỳ 1960- 1973 với giả định của mô hình<br /> xuất khẩu có thật sự là một lựa chọn đúng là sự tăng trưởng nhanh chóng trong khu<br /> đắn của Việt Nam hay không là rất cần vực xuất khẩu có hiệu ứng tốt lên TTKT<br /> thiết. Kết quả nghiên cứu được kỳ vọng chung bởi vì nó bắt nguồn từ chuyên môn<br /> sẽ là một căn cứ khoa học góp phần quan hoá gia tăng và cạnh tranh đến mức có<br /> trọng cho việc định hướng chính sách tăng thể nhằm khai thác lợi thế nhờ quy mô từ<br /> trưởng bền vững trong giai đoạn sắp tới. thị trường rộng lớn. Dưới giác độ nhà sản<br /> <br /> <br /> 2 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 210- Tháng 11. 2019<br />  NGUYỄN MINH HẢI<br /> <br /> <br /> <br /> xuất, Michalopoulos và Jay (1973) khẳng nghiên cứu sử dụng chuỗi thời gian cũng<br /> định rằng sản lượng là một hàm của đầu như dữ liệu chéo đều có chung nhận định<br /> tư, việc làm và xuất khẩu. Các nghiên là việc xuất khẩu có tác động nhân quả tới<br /> cứu trên đã thúc đẩy các nghiên cứu tiếp tăng trưởng cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn<br /> theo như Balassa (1985), Tyler (1981), và nguyên nhân quan trọng của mối quan<br /> Kavoussi (1984) sử dụng phương pháp hệ này chính là tác động tích cực của xuất<br /> tương tự cho các mẫu khác nhau. Nhìn khẩu lên năng suất tổng hợp (TFP).<br /> chung, các kết quả tiếp theo của nhóm sử<br /> dụng dữ liệu đa quốc gia phần lớn ủng hộ Bên cạnh đó, cũng có không ít những<br /> tính nhất quán của các nghiên cứu trước nghiên cứu không chứng minh được có<br /> về quan điểm xuất khẩu có vai trò quan sự tồn tại mối quan hệ giữa xuất khẩu và<br /> trọng đối với TTKT các nước hướng về TTKT, thậm chí tác động tiêu cực của<br /> xuất khẩu và những nước dành sự ưu tiên xuất khẩu với TTKT. Điển hình là nghiên<br /> cho xuất khẩu thường đạt TTKT cao hơn cứu Ahmad và Kwan (1991), nghiên cứu<br /> so với các nước khác. Tuy nhiên, hạn chế sử dụng kiểm định Granger để kiểm tra<br /> của các kết quả của nhóm nghiên cứu này mối quan hệ giữa xuất khẩu với TTKT<br /> vẫn chưa thể hiện được nét đặc trưng riêng cho tập hợp 47 quốc gia đang phát triển ở<br /> của mỗi quốc gia vì sự mặc định về trình Châu Phi giai đoạn 1981- 1987. Kết quả<br /> độ công nghệ của mỗi quốc gia trong mô khẳng định, không có mối liên hệ nào<br /> hình là giống nhau và không có tính khác giữa xuất khẩu tới TTKT hoặc ngược lại.<br /> biệt về cấu trúc mỗi nền kinh tế nên điều Theo đó, các nghiên cứu khác như Dorado<br /> này tạo ra không ít hoài nghi. Đơn giản, sử (1993), Marshal và Jung (1995) cũng cho<br /> dụng cùng một hàm sản xuất để ước lượng thấy không có quan hệ nhân quả giữa xuất<br /> cho những nước khác nhau nên bao giờ khẩu và TTKT ở Bồ Đào Nha cho giai<br /> cũng kèm theo giả định cấu trúc giữa các đoạn 1953- 1980. Laszlo Konya (2006)<br /> nền kinh tế giống nhau và không kiểm soát nghiên cứu về các quốc gia thuộc Tổ chức<br /> được tính dị biệt của nhiều quốc gia đang Hợp tác và Phát triển kinh tế (OECD)<br /> phát triển. Do đó, các kết quả thực nghiệm cũng có phát hiện tương tự đối với trường<br /> thường thiếu tính thực tế, thiếu tính thuyết hợp của Úc, Hàn Quốc, Luxembourg,<br /> phục và không cung cấp được thông tin Thụy Sĩ, Anh và Mỹ. Kết quả từ nghiên<br /> hữu ích trong việc ban hành chính sách. cứu của Christopoulos (2005) cho 22 nước<br /> kém phát triển ở châu Á và châu Phi cho<br /> Khắc phục nhược điểm này, các nghiên thấy chính sách thúc đẩy xuất khẩu thậm<br /> cứu với dữ liệu chuỗi thời gian lại cho kết chí tác động tiêu cực đến TTKT của các<br /> quả thực tế hơn so với kết quả thu được từ quốc gia vì chúng dẫn đến một số lượng<br /> các nghiên cứu dữ liệu Panel Data. Có thể nhất định các ngành công nghiệp hướng<br /> kể đến các nghiên cứu Hendrik Van Den về xuất khẩu được đầu tư quá mức khiến<br /> Berg (1997) cho Mexico giai đoạn 1960- cho về dài hạn, các nước có thể bị mắt kẹt<br /> 1991; Henriques và ctg (1996), Awokuse trong việc sản xuất hàng hoá mà lợi ích<br /> (2003) cho Canada 1961- 2000; Keong và dần bị cạn kiệt.<br /> ctg (2001) cho Malaixia giai đoạn 1959-<br /> 2000; Krishan và Klein (2008), Mishra Tóm lại, có những kết quả khác nhau giữa<br /> (2011) nghiên cứu cho trường hợp Ấn Độ các nghiên cứu trên thế giới về mối quan<br /> thời kỳ 1970- 2009. Tuy nhiên, tất cả các hệ giữa xuất khẩu và TTKT. Các kết quả<br /> <br /> <br /> Số 210- Tháng 11. 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 3<br />  Phân tích thực nghiệm mối liên hệ giữa tăng trưởng xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam<br /> <br /> <br /> <br /> khác biệt từ các nghiên cứu này được giải chế biến thâm dụng lao động/ GDP; E3- tỷ<br /> thích theo nhiều cách khác nhau, nó không trọng hàng xuất khẩu chế biến thâm dụng<br /> chỉ phụ thuộc vào các yếu tố đặc thù của kỹ năng/ GDP.<br /> các quốc gia trong từng thời kỳ phát triển<br /> mà còn phụ thuộc vào cách tiếp cận lý Ngoài ra, chất lượng giỏ hàng hoá xuất<br /> thuyết và mức độ chính xác của dữ liệu. Ở khẩu được đánh giá trên ba tiêu chí: Mức<br /> Việt Nam, đây là một chủ đề quan trọng độ chuyên môn hoá, mức độ đa dạng hóa<br /> giúp đánh giá sự tương quan giữa hai mục xuất khẩu và mức độ cạnh tranh thương<br /> tiêu điều tiết vĩ mô. Do vậy, để khám phá mại quốc tế. Theo Tyler, W. (1981), để<br /> bản chất thực mối quan hệ xuất khẩu- tăng đánh giá mức độ chuyên môn hoá, biến HI<br /> trưởng, cần nghiên cứu sâu về nền tảng được xây dựng dựa trên chỉ số Herfindahl<br /> cấu trúc vi mô của mỗi quốc gia. Điều này của Lim và Sabprowski (2011):<br /> đòi hỏi chúng ta phải có sự phân tách rạch n<br /> <br /> ròi những ảnh hưởng của cơ cấu hàng hoá HI t = ∑ P 2it (2) (2)<br /> i =1<br /> xuất khẩu lên TTKT. Nghiên cứu này, sẽ<br /> tập trung làm rõ sự tác động của hoạt động Trong đó, Pit là tỷ trọng các nhóm hàng<br /> xuất khẩu lên TTKT Việt Nam trong giai hoá trong tổng cơ cấu hàng hoá, HI thuộc<br /> đoạn 2000- 2017. (0,1). Khi HI càng gần 1 thì xuất khẩu<br /> hàng hoá càng có mức chuyên môn hóa<br /> 2.2. Lựa chọn biến và thang đo cao, mức độ đa dạng hoá thấp.<br /> <br /> Kế thừa các nghiên cứu của Bahmani- Để đánh giá mức độ đa dạng hoá xuất<br /> Oskooee và ctg (1991), Sharma và ctg khẩu, biến TE xây dựng dựa vào chỉ số<br /> (1991), Thuy (2014), các biến phản ánh Theil Entropy do Taylor và Francis (2003)<br /> mối liên hệ giữa xuất khẩu với TTKT đề xuất cũng được đưa vào. Trong nghiên<br /> được xác định thông qua các thước đo cứu của Tyler, W. (1981) đã chỉ ra mức<br /> phổ biến như: Sản lượng (GDP), vốn (K), độ đa dạng hoá xuất khẩu chịu ảnh hưởng<br /> lao động (L), xuất khẩu (E). Vì vậy, việc từ hai nhân tố: mức độ đa dạng theo chiều<br /> sử dụng tốc độ tăng trưởng G_GDP đại rộng (TW-theo các nhóm ngành) và mức<br /> diện cho tăng trưởng sản lượng GDP, tốc độ đa dạng theo chiều sâu (TD- theo nội<br /> độ tăng lao động (G_L) đại diện cho lực bộ nhóm ngành). Do vậy, biến TE được<br /> lượng lao động (L), vốn vật chất (K) được viết lại như sau:<br /> đo bằng tỷ lệ đầu tư I/GDP và xuất khẩu<br /> (E) được đo bằng tỷ trọng xuất khẩu/GDP TE = TW + TD (3)<br /> là cách lựa chọn rất thông thường, tính<br /> toán dễ dàng dựa trên số liệu của Tổng Theo Hiep.N.Q (2016), để đánh giá mức<br /> cục Thống kê Việt Nam. Theo Tyler, W. độ cạnh tranh thương mại quốc tế của<br /> (1981), tỷ trọng xuất khẩu/ GDP (E) được hàng hóa xuất khẩu Việt Nam thì biến tỷ<br /> phân tích thành ba thành phần chính: giá hối đoái thực đa phương (REER) được<br /> thêm vào. Biến (REER ) được tính dựa<br /> E = E1 + E2 + E3 (1) vào tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của<br /> Việt Nam với các bạn hàng thương mại<br /> Trong đó, E1- tỷ trọng hàng xuất khẩu thô trên thế giới, tương ứng với 10 đối tác<br /> và sơ chế; E2- là tỷ trọng xuất khẩu hàng thương mại chủ yếu của Việt Nam có tỷ<br /> <br /> <br /> 4 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 210- Tháng 11. 2019<br />  NGUYỄN MINH HẢI<br /> <br /> <br /> <br /> trọng kim ngạch xuất nhập khẩu lớn nhất nghiệm là mô hình được xây dựng dựa<br /> với Việt Nam đã được lựa chọn gồm có: trên mô hình hạch toán các nguồn lực<br /> Đài Loan, Đức, Hàn Quốc, Mỹ, Nhật Bản, TTKT dạng Cobb-Duglas mở rộng với<br /> Pháp, Singapore, Thái Lan, Trung Quốc tiến bộ công nghệ theo trung lập Hicks,<br /> và Úc, theo công thức sau: nội sinh và lợi suất không đổi theo quy<br /> n CPI ij mô:<br /> REER = ∑ e .<br /> i i<br /> j .w j (4) (4) Yt = TFPt.Ktα.Ltβ (5)<br /> j =1 CPI i<br /> E ij<br /> Trong đó, eij = E 0 là chỉ số tỷ giá danh Trong đó, Yt đại điện cho tổng sản lượng<br /> nghĩa của ngoại tệ thứ j tại thời kỳ i của nền kinh tế thời kỳ t; TFPt là mức<br /> j<br /> <br /> <br /> so với kỳ gốc, Eji là tỷ giá danh nghĩa của năng suất nhân tố tổng hợp; Kt, Lt lần lượt<br /> đồng ngoại tệ thứ j trong rổ ngoại tệ tại là mức tích luỹ vốn và tích luỹ lao động;<br /> thời kỳ i và Ej0 là tỷ giá danh nghĩa của α, β là các hằng số thuộc (0,1) lần lượt đo<br /> đồng ngoại tệ thứ j trong rổ ngoại tệ tại lường mức đóng góp của vốn và lao động<br /> thời kỳ gốc; wj là tỷ trọng thương mại của vào sản lượng.<br /> các nước có đồng tiền tham gia vào rổ<br /> ngoại tệ, được tính bằng cách lấy “Kim Mô hình được giả định rằng xuất khẩu<br /> ngạch xuất khẩu của đối tác j / Tổng kim tăng trưởng sẽ giúp cải thiện các yếu tố<br /> ngạch xuất khẩu của các đối tác trong rổ nguồn lực như tạo thêm việc làm, bổ sung<br /> ngoại tệ”. CPIji là chỉ số giá điều chỉnh của vốn cho nền kinh tế và làm tăng năng suất<br /> đối tác j thời kỳ i và CPIi là chỉ số giá điều nhân tố tổng hợp TFP qua đó thúc đẩy<br /> chỉnh của Việt Nam thời kỳ i. Chỉ số giá TTKT. Do đó, các yếu tố K, L, α, β đo<br /> điều chỉnh là chỉ số giá được chuẩn hóa lường trực tiếp, còn yếu tố năng suất TFP<br /> theo giá năm 1994. đo lường gián tiếp từ phương trình:<br /> <br /> Tổ hợp các phương trình từ (1)- (4), ta TFPt = exp(logYt − α.logKt − β.logLt) <br /> có các biến số đánh giá tác động của xuất (6)<br /> khẩu đến TTKT qua kênh truyền dẫn năng Theo khung phân tích, năng suất tổng hợp<br /> suất nhân tố tổng hợp (TFP) như sau: (1) TFP có thể viết lại là một hàm của xuất<br /> Tỷ trọng xuất khẩu/ GDP (E); (2) Tỷ trọng khẩu và các nhân tố ngoại sinh khác (Ct),<br /> nhóm hàng xuất khẩu/ GDP (E1, E2, E3); được giả định là không có tương quan với<br /> (3) Mức độ chuyên môn hóa (HI, TE, TW, xuất khẩu:<br /> TD); (4) Mức độ cạnh tranh thương mại<br /> (REER). TFPt = γ1 + γ2Et + γ3E1t + γ4E2t + γ5E3t +<br /> γ6Tt + γ7TDt + γ8TWt + γ9HIt + γ10REERt +<br /> 3. Phương pháp nghiên cứu ωt (7)<br /> <br /> 3.1. Mô hình nghiên cứu Do các biến trong mô hình có tác động<br /> trễ, nên sự thay đổi của xuất khẩu trong<br /> Theo cơ sở lý thuyết, một nền kinh tế đạt một quý nào đó không chỉ tác động đến<br /> được tăng trưởng chủ yếu dựa vào 3 nhân tăng trưởng của quý này mà còn tác động<br /> tố chính: vốn (K), lao động (L) và năng đến tăng trưởng của những quý sau đó. Để<br /> suất nhân tố tổng hợp (TFP). Do đó, xuất đánh giá được tác động cả trong ngắn và<br /> phát điểm của các mô hình hồi quy thực dài hạn thì mô hình động được đưa vào sử<br /> <br /> <br /> Số 210- Tháng 11. 2019- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 5<br />  Phân tích thực nghiệm mối liên hệ giữa tăng trưởng xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam<br /> <br /> <br /> <br /> Bảng 1. Kỳ vọng về dấu của các giả thuyết nghiên cứu định lượng<br /> Giả thuyết Nội dung giả thuyết H0 Kỳ vọng dấu<br /> Giả thuyết 1 E có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế +<br /> Giả thuyết 2 E1 có tác động tiêu cực cực đến tăng trưởng kinh tế -<br /> Giả thuyết 3 E2 có tác động tiêu cực cực đến tăng trưởng kinh tế -<br /> Giả thuyết 4 E3 có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế +<br /> Giả thuyết 5 HI, TE có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế +<br /> Giả thuyết 6 TD tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế +<br /> Giả thuyết 7 TW có tác động đến tăng trưởng kinh tế +<br /> Giả thuyết 8 REER có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế +<br /> <br /> Bảng 2. Kết quả kiểm định tính dừng cho các chuỗi dữ liệu sau khi hiệu chỉnh<br /> Biến Giá trị ADF (độ trễ) Giá trị tới hạn (mức ý nghĩa 5%) Kết luận<br /> DGDP ADF(1) = - 4,6389 -3,4846 Chuỗi dừng<br /> DK ADF(2) = - 6,8574 -3,4718 Chuỗi dừng<br /> DE ADF(3) = - 6,745 -3,4098 Chuỗi dừng<br /> DE1 ADF(3) = - 5,724 -3,4044 Chuỗi dừng<br /> DE2 ADF(3) = - 6,776 -3,4050 Chuỗi dừng<br /> DE3 ADF(2) = - 6,3876 -3,4553 Chuỗi dừng<br /> DREER ADF(4) = - 5,6389 -3,5746 Chuỗi dừng<br /> DHI ADF(2) = - 14,857 -3,5791 Chuỗi dừng<br /> DTE ADF(4) = - 12, 745 -3,5754 Chuỗi dừng<br /> DTD ADF(2) = - 11,724 -3,5191 Chuỗi dừng<br /> DTW ADF(4) = - 5,6389 -3,5281 Chuỗi dừng<br /> Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm Eviews 8.0<br /> <br /> dụng để ước lượng tác động này, với các thập từ các cơ sở dữ liệu của Quỹ Tiền tệ<br /> giả thuyết đi kèm tại Bảng 1. quốc tế (IMF), IFS và DOTS. Ngoài ra,<br /> cũng tham khảo thêm các dữ liệu từ Ngân<br /> 3.2. Quy trình nghiên cứu hàng Thế giới (WB) và Ngân hàng Phát<br /> triển Châu Á (ADB).<br /> Nguồn dữ liệu nghiên cứu: Để ước<br /> lượng mô hình, số liệu về GDP, vốn (K), Quy trình ước lượng thực nghiệm: Trước<br /> lao động (L) được thu thập từ Tổng cục hết, cần tuyến tính hoá mô hình (5) theo<br /> Thống kê Việt Nam (GSO) theo tần suất log để có thể ước lượng bằng phương pháp<br /> quý, từ quý 1/2000 đến quý 4/2017, tổng OLS. Kế tiếp, chuyển đổi các chuỗi dữ<br /> cộng có 72 quan sát. Với tần suất quý thì liệu về dạng logarit sẽ làm cho các chuỗi<br /> đây là bộ số liệu tốt nhất có thể thu thập mượt hơn, đồng thời loại bỏ đi việc che<br /> được. Giá trị xuất nhập khẩu và số liệu các dấu những đặc tính khác của dữ liệu. Tiếp<br /> chỉ tiêu sử dụng để tính REER được thu đến, để loại bỏ yếu tố mùa vụ trong các<br /> <br /> <br /> 6 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 210- Tháng 11. 2019<br />  NGUYỄN MINH HẢI<br /> <br /> k k k k k<br /> DGDP =α1 + ∑ α 2 DGDP<br /> DGDP +α∑<br /> t −1 = α∑<br /> 1 + 3 Dα<br /> (∆2 K ∑<br /> t −1 ) +t −<br /> DGDP 1 +α∑<br /> 4 ∆α<br /> L<br /> chuỗi số liệu thì dùng phương pháp trung trung hoá/ đa dạng hoá đến =<br /> =i 1 =<br /> TTKT i 1 =<br /> i 1=i 1 i 1<br /> bình trượt (MA) được sử dụng, cách này k k k k k k k k<br /> k k k<br /> +1∑ ∑ + t∑<br /> )α+1 ∑ α+∑ ∑ +α)t −∑ 3∑<br /> 1∑<br /> sẽ giúp cho chuỗi dữ liệu tốt hơn trong DGDP<br /> D(GDP) +α<br /> =λ= +DGDP<br /> α D =<br /> α(2E<br /> DGDP<br /> λ 5D(GDP +<br /> α1 +<br /> 6D<br /> DGDP<br /> −) 2(DGDP<br /> α=<br /> HIα3)D<br /> αD<br /> 5+<br /> (t∆ K∑<br /> (1E<br /> −+ + )∑<br /> D<br /> 71α<br /> +α αD6(α<br /> ( REER<br /> 2 DGDP<br /> D∆4(K<br /> ∆ L<br /> )HI ))<br /> −1α<br /> t+<br /> t −1 +<br /> 1<br /> =i =<br /> = i 21 =<br /> 1= =<br /> t−1 1=<br /> i 1 i=<br /> = i 1i =<br /> 1= i 1 i 1i 1 i 1 i 1<br /> phân tích cũng như dự báo. Cuối cùng, là k k k k k k k<br /> k<br /> k k<br /> k<br /> kiểm định tính dừng của tất cả các chuỗi. DGDP) =<br /> λ3D(ΔKt−1<br /> +∑<br /> +α+1∑ α α E+)++∑<br /> D2(DGDP<br /> λ45ΔL D∑<br /> ∑t −αλ1α55+D(E)<br /> 6D<br /> α) +<br /> ((EHI D+∑<br /> 3+) ∆∑<br /> +(∑αKα6α<br /> tD )(DHI ∑) +α∑<br /> +( REER )α<br /> 4∆ D(DR<br /> L+7α<br /> 5 ( E ) + ∑ α 6 D8( H<br /> −17D<br /> i 1=<br /> =i 1= i i 11= i 1 i 1=<br /> i 1= i 1 i 1<br /> Các chuỗi dữ liệu sẽ được thực hiện theo<br /> = = =<br /> = i 1 =i 1<br /> k k k<br /> kiểm định ADF với độ trễ tối đa là 8 để λ6D(TE) ++ ∑ α D( E ) + ∑ α<br /> λ75D(REER) +6 D HI ) + ∑<br /> λ8(D2007 +α 7 D( REER) + α 8 D 20<br /> AIC tự động lựa chọn độ trễ thích hợp. =i 1 =i 1 =i 1<br /> <br /> Nếu các biến không dừng thì tiếp tục biến λ9E*D2007 + u3 (8.3)<br /> đổi bằng cách lấy sai phân bậc nhất các<br /> chuỗi đã hiệu chỉnh mùa vụ. Kết quả kiểm Phương trình 4: Tác động của mức độ<br /> định cho thấy sai phân bậc nhất của các tập trung hoá/ đa dạngkhoá giữa các nhóm k k k k<br /> DGDP = α1 + ∑ α 2 DGDP<br /> DGDP + α∑<br /> t −1 = α∑<br /> 1 + 3 Dα(∆2K t −1 ) + t∑<br /> DGDP α∑<br /> −1 + 4 ∆α<br /> L<br /> biến đặc trưng trong mô hình đều dừng ở hàng và trong<br /> =i 1 =<br /> nội bộ nhóm hàng<br /> =<br /> tới TTKT<br /> i 1= i 1= i 1 i 1<br /> mức ý nghĩa 5%. k<br /> k<br /> k<br /> k k<br /> k k<br /> k k<br /> k<br /> k<br /> <br /> D(GDP)<br /> =<br /> DGDP =<br /> = μ1 + ∑=<br /> α ∑Dα(2EDGDP<br /> +1 +DGDP<br /> α<br /> μi 251D(GDP<br /> =<br /> ∑ =)α+1 +t −∑<br /> ) 1+<br /> t−1i=<br /> 6<br /> =<br /> D+∑<br /> 1 +α<br /> DGDP α=<br /> 2(DGDPα<br /> 3)D (1t∆−(+1K<br /> ∑ 5 ∑ i 17i 1∑i 16<br /> α<br /> i 1=<br /> HIα +D ∑<br /> α)t −∑<br /> E+ 1α<br /> +) +2α<br /> D ∑ Dα<br /> (DGDP<br /> 3α<br /> REER(D∆4(K −L<br /> ∆)tHI α))<br /> t1−1+<br /> +<br /> =i 1 == i 1 = i 1= i 1 i 1<br /> Theo phân tích trên, mô hình hồi quy đánh k k kk kk k kk k kk<br /> <br /> giá tác động của xuất khẩu đến TTKT DGDP) =<br /> μ3D(ΔKt−1<br /> +α+1∑<br /> +∑α E+)++∑<br /> D2(DGDP<br /> DGDP<br /> α<br /> μ45ΔL ∑tα−αμ1α155++6D(E)<br /> = ∑<br /> DD αα) 3+<br /> ((EHI 2)<br /> +D ∑<br /> + ∑αKα6αt −Dt51−71D)(DHI<br /> DGDP<br /> (∆ ∑)) ++α∑<br /> +((EREER 34 D α(α<br /> ∆)L +∆76αD<br /> D8t(D<br /> K (−<br /> =i 1=<br /> = =<br /> i 1=i i 11=<br /> =<br /> = i 1ii 11=<br /> ii 11 = =i 1 ii 11<br /> được phân rã thành các phương trình theo<br /> =<br /> k k k k k k<br /> các thành phần của xuất khẩu tác động đến μ6D(TB) ++ ∑ α ++α∑<br /> D( E ) + ∑<br /> μ75D(TW) 6 D (85HI ) + ∑∑<br /> μ D(REER)<br /> α D( E ) + α 7α<br /> D6(D ( HI ))++∑<br /> REER α 8αD720<br /> D<br /> TTKT, cụ thể: =<br /> =i 1 = i 1=<br /> i 1 = i 1 i 1 =i 1<br /> <br /> + μ9D2007 + μ10E*D2007 + u4 (8.4)<br /> Phương trình 1: Tác động của xuất khẩu/<br /> k k k k k k<br /> <br /> TTKT 1 ∑ 2 = ∑<br /> DGDP = α + α DGDP DGDP t −1 =+α α 3∑<br /> 1 + D(α∆2K t −1 ) + t∑<br /> DGDP 1 +α∑ 4 ∆L α 3 D(∆K t −1 ) + ∑ α 4 ∆L<br /> GDP đến<br /> =i 1 = i 1= i 1=<br /> Để −ý, giai<br /> i 1 i 1 =i 1<br /> đoạn 2000- 2017, cấu trúc kinh<br /> k k k k ktế có k sự thay đổi k k khi Việt Nam k gia nhập<br /> k k k k k k<br /> <br /> DGDP=<br /> DGDP = α<br /> = α1 ++ ∑1 α<br /> +<br /> α= ∑<br /> DGDP α<br /> D( E2) + ∑<br /> 5D(GDP<br /> 2i 1 =<br /> α<br /> DGDP<br /> = 1 α+ ∑<br /> )t −+<br /> t−1 i=<br /> DGDP<br /> + α ∑<br /> 1 +( HI<br /> 6D<br /> 1=<br /> 2 α<br /> i 1=<br /> α<br /> DGDP = D<br /> 3D∑<br /> ) 5+ α ( ∆ +<br /> t −α<br /> (1E K ∑<br /> +<br /> 1) +<br /> 7 D(<br /> ∑ α<br /> ) +<br /> t −1 REER<br /> i 1i=<br /> WTO<br /> 1=<br /> α ∑<br /> DGDP<br /> D α(<br /> 2α3 D ()HI<br /> 6<br /> i 1<br /> ∆ K<br /> ∆ L<br /> 4+t −α<br /> (2007). t) +<br /> 8<br /> ) ∑<br /> +<br /> 1−1+D 2007 ∑<br /> Để<br /> α α<br /> α 73 D<br /> i 1 i= 1<br /> D<br /> so<br /> (<br /> ∆<br /> +4(α∆LK<br /> 9E * D<br /> REER<br /> sánh<br /> )<br /> t −1 ) ++ ∑α<br /> sự2007<br /> i 1<br /> α 42007<br /> 8 D+<br /> khác<br /> ∆uL + α(8.1)<br />