NGHIÊN CỨU SỰ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI MỞ CỬA THƯƠNG MẠI NHU CẦU TRONG NƯỚC TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI ĐẾN XUẤT KHẨU VIỆT NAM
Bạn đang xem bản rút gọn của tài liệu. Xem và tải ngay bản đầy đủ của tài liệu tại đây (2.43 MB, 41 trang )
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH
KHOA TÀI CHÍNH
&
KHÓA LUẬN TỐT NGHIỆP
§Ò tµi:
NGHIÊN CỨU SỰ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ ĐẦU TƯ
TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI - MỞ CỬA THƯƠNG MẠI
- NHU CẦU TRONG NƯỚC- TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI
ĐẾN XUẤT KHẨU VIỆT NAM
TP. HỒ CHÍ MINH – 2016
LỜI CẢM ƠN
Đề tài “Nghiên cứu sự tác động của các yếu tố đầu tư trực tiếp nước ngoàiMở cửa thương mại-Tỷ giá hối đoái-Nhu cầu trong nước đến Xuất khẩu Việt
Nam” sử dụng phần mềm Eview 8.1, qua các bước đặt giả thuyết liên quan, thiết
lập mô hình, ước lượng tham số mô hình, từ đó đánh giá, đưa ra quyết định và
khuyến nghị.
Sinh viên thực hiện
NHẬN XÉT CỦA GIẢNG VIÊN HƯỚNG DẪN
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
……………………………………………………………………………………
………………………………................................................................................
MỤC LỤC
1. Giới thiệu…………………………………….….…………………..1
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu được…….….…………….…....4
3. Phương pháp nghiên cứu…………………….….……..………..….8
4. Nội dung – kết quả nghiên cứu……………….……………………13
4.1 Thống kê mô tả…………………………….…..………………13
4.2 Kết quả tính dừng………………………………………………14
4.3 Kết quả đồng liên kết…………………………………………..16
4.4 Kết quả mô hình VECM…………………..…………………...16
4.5 Phản ứng đẩy và phân tích phương sai………. ………………19
5. Kết luận………………………………………...…………………..21
Phụ lục…………………………………………………………….22
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
Stt
1
2
3
4
5
Tên viết tắt
FDI, FDIG,LFDIG
EXPG, LEXPG
PDEN,LPDEN
EXR,LEXR
GFCG,LGFCG
Nghĩa từ viết tắt
Đầu tư trực tiếp của nước ngoài theo % GDP, lấy
logarit đầu tư trực tiếp nước ngoài theo % GDP
Xuất khẩu, lấy logarit xuất khẩu
Mật độ dân số theo km2
Tỷ giá hối đoái
Chi tiêu chính phủ
DANH MỤC HÌNH – BẢNG
STT
TÊN
1
Bảng 1
2
Bảng 2
Bảng 3
3
4
5
6
7
8
9
STT
1
2
3
4
5
6
Bảng 4
Bảng 5
Bảng 6
Bảng 7
Bảng 8
Bảng 9
TÊN
Hình 1
Hình 2
Hình 3
Hình 4
Hình 5
Hình 6
DANH MỤC BẢNG
NỘI DUNG
Số liệu gốc của dữ liệu nghiên cứu được lấy vào ngày
16/12/2015
Mô tả số liệu từ kết quả bảng thống kê mô tả
Kiểm định nghiệm đơn vị của chuỗi gốc các biến
bằng ADF
Kết quả kiểm định PP chuỗi gốc của các biến
Kết quả kiểm định ADF sau khi lấy sai phân bậc 1
của các biến
Kết quả kiểm định PP sau khi lấy sai phân bậc 1 của
các biến
Kết quả kiểm định Wald giữa
FDIG,EXR,GFCG,PDEN với EXPG
Kết quả kiểm định Granger của các biến
FDIG,EXR,GFCG,PDEN với biến EXPG
Kết quả phân rã phương sai
DANH MỤC HÌNH
NỘI DUNG
Kết quả kiểm định đồng liên kết
Kết quả chọn độ trễ phù hợp cho mô hình
Kết quả mô hình VECM
Kết quả phương trình hồi quy của biến EXPG (xuất
khẩu)
Kết quả thực nghiệm đa số nghịch đa thức AR
kết quả phản ứng đẩy của FDIG,EXR, GFCG, PDEN
tới EXPG
Tóm tắt
Bài viết tìm kiếm sự ảnh hưởng của đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), mở
cửa thương mại, cầu nội địa và tỷgiá hối đoái lên hoạt động xuất khẩu của Việt
Nam trong suốt khoảng thời gian 1989-2014, sử dụng mô hình vector hiệu chỉnh
sai số (VECM). Tính dừng của biến được kiểm tra theo phương pháp hồi quy bởi
các kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF và PP. Quá trình JohansenJuselius được sử dụng để kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến theo
phương pháp hồi quy VECM. Kết quả thực nghiệm theo dõi mối quan hệ cân
bằng dài hạn giữa các biến FDI và Tỷ giá hối đoái được tìm thấy là một yếu tố
trong việc giải thích những thay đổi trong xuất khẩu. Tuy nhiên, nghiên cứu này
không theo dõi bất kỳ mối quan hệ nhân quả đáng kể nào đối với các trường hợp
mở cửa thương mại, cầu trong nước, và tỷ giá hối đoái. Nghiên cứu kết luận rằng
Việt Nam cần xây dựng chính sách theo FDI, tỷ giá hối đoái để tăng cường xuất
khẩu của nước mình.
1. GIỚI THIỆU
Những năm gần đây, Việt Nam luôn được xếp vào nhóm nước có tốc độ tăng
trưởng cao, là dấu hiệu tốt của quá trình chuyển đổi kinh tế và là kết quả của các
chính sách mà Việt Nam đã và đang thực hiện trước những thay đổi nhanh chóng của
nền kinh tế thế giới, đặc biệt là xu thế toàn cấu hóa. Ngay từ cuối thập kỷ 80, Việt
Nam đã thực hiện chủ trương hội nhập kinh tế, bắt đầu bằng việc thông qua Luật Đầu
Tư 2005, tiến hành ký kết các hiệp định thương mại song phương và đa phương. Việt
Nam đã trở thành thành viên của ASEAN từ năm 1995, của APEC từ năm 1998, tham
gia Diễn đàn kinh tế Á-Âu (ASEM) vào năm 2001, gia nhập WTO 2007 và thành tựu
được xem là vượt bật và có ý nghĩa quan trọng trong phát triển nền kinh tế là ký kết
thành công hiệp định TPP 2016. Bên cạnh mở cửa cho thương mại, cũng như nhiều
quốc gia đang phát triển khác,Việt Nam đã và đang tích cực cải thiện môi trường đầu
tư, trước hết là khung khổ pháp luật nhằm thu hút nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước
ngoài.
Sau hơn 25 năm tiến hành công cuộc Đổi mới, Việt Nam đã đạt được những thành
tựu khá thuyết phục về kinh tế và xã hội. Tốc độ tăng trưởng GDP thực trung bình
7,04% giai đoạn 1990 đến 2014
Hình 1
Nguồn: />
7
Tốc độ tăng trưởng FDI được giải ngân năm sau so với năm trước tăng trưởng
trung bình 20,96% giai đoạn 1991 đến 2014
Hình 2
Nguồn: />
Giá trị xuất khẩu hàng hóa đều tăng trưởng năm sau so với năm trước trung bình
19,04 % giai đoạn 1995 đến 2015
Hình 3
Nguồn: />
Và các số liệu khả quan khác: Tỷ giá ổn định xoay quanh mức biến động giữa năm
sau so với năm trước 0.05% - 10.1% trong 10 năm 2005-2014, gia tăng dân số đang
kiểm soát ở mức gia tăng năm sau so với năm trước 1%-1.3% trong 14 năm 20012014, nhu cầu chi tiêu chính phủ trung bình chiếm 6.77% so với GDP trong giai đoạn
1989-2014(1)
1 Tác giả tính từ số liệu tại nguồn: />
8
Với những kết quả trên, đã tạo động lực điều tra các yếu tố: đầu tư trực tiếp nước
ngoài (FDI), mở cửa thương mại, nhu cầu trong nước, tỷ giá sẽ có bao nhiêu yếu tố
tác động và có mối quan hệ với xuất khẩu tại Việt Nam.
Lý giải về sự phát triển trong hoạt động xuất khẩu của Việt Nam, đã có nhiều tác
giả cho rằng khi nguồn FDI tăng lên đã thúc đẩy các ngành trong nền kinh tế tiếp cận
được nguồn vốn từ đó gia tăng hàng hóa xuất khẩu, FDI là yếu tố tạo nên sự tăng
trưởng của xuất khẩu; có ý kiến khác nhận định tỷ giá, mở cửa thương mại, nhu cầu
trong nước là yếu tố có mối quan hệ đến xuất khẩu. Mở cửa thương mại tạo điều kiện
cho hàng hóa dễ dàng thông thương và mở rộng được thị trường làm tăng lượng xuất
khẩu, tỷ giá giúp cho xuất khẩu có lợi thế về giá, nhu cầu trong nước phần nào phản
ánh nhu cầu sử dụng các nguyên liệu để tạo ra hàng hóa xuất khẩu…
Sau khi tìm hiểu, bài viết không nghiên cứu rộng mà cố gắng nghiên cứu và giải
quyết những vấn đề được đặt ra bằng một số mô hình kinh tế học nhằm tìm ra những
liên kết giúp tăng khả năng xuất khẩu: (1)Liệu có liên kết cân bằng dài hạn nào giữa
FDI, mở cửa kinh tế, tỷ giá, nhu cầu trong nước và hoạt động xuất khẩu trong bối
cảnh của Việt Nam; (2) Nếu có liên kết thì một chiều hay nhiều chiều. Đồng thời
đóng góp một số ý kiến nhằm góp phần kích thích sự tăng trưởng xuất khẩu của Việt
Nam trong thời gian tới.
Phần còn lại của bài viết được chia theo các nội dung chính như sau:
- Tóm tắt những nghiên cứu thực nghiệm giữa FDI, mở cửa thương mại, tỷ giá,
-
tiêu thụ trong nước và xuất khẩu.
Mô tả dữ liệu và trình bày phương pháp của nghiên cứu.
Trình bày và phân tích kết quả nghiên cứu đạt được
2. TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Hiện nay các bài nghiên cứu, học thuật trong nước tìm hiểu về mối liên hệ giữa
FDI, mở cửa thương mại,tỷ giá, nhu cầu trong nước và xuất khẩu thì chưa có. Tuy
nhiên đã có, bài viết “ Đánh giá tác động giữa vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI)
và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam” tác giả Ts. Phạm Thị Hoàng Anh. Bài viết đã sử
9
dụng mô hình Var để tìm hiểu sự tác động của FDI lên xuất khẩu của Việt Nam. Với
kết quả “… cho thấy FDI có tác động tích cực đến kim ngạch xuất khẩu” tuy nhiên
chưa chỉ ra FDI và xuất khẩu có mối quan hệ, tương tác cùng chiều hay ngược chiều
trong ngắn hạn và dài hạn. Bài nghiên cứu “ Mối quan hệ giữa FDI và Xuất nhập khẩu
ở Việt Nam” tác giả Lại Thị Thu Huyền, đưa ra kết luận trên cơ sở lý thuyết cùng với
một số dẫn chứng thực tế với nội dung : FDI là nhân tố tác động giúp cho xuất khẩu
tăng trưởng trong giai đoạn nghiên cứu 1991 đến 2009.
Trên thế giới, đã có nhiều nghiên cứu chuyên sâu tìm hiểu về mối liên hệ giữa FDI,
thương mại cởi mở, tỷ giá, nhu cầu trong nước và xuất khẩu. Có thể chia thành một số
nhóm nghiên cứu sau:
+ Nhóm nghiên cứu có kết quả nghiên cứu liên quan giữa tự do hóa thương mại và
xuất khẩu, Tác giả A. U. Santos-Paulino của bài “Trade liberalization and export
performance in selected developing countries” xét về tự do hóa thương mại đối với
tăng trưởng xuất khẩu đối với một mẫu của 22 nền kinh tế phát triển, có kết quả là tự
do hóa thương mại là một yếu tố quyết định quan trọng của hoạt động xuất khẩu,
nhưng hiệu quả của nó thay đổi theo từng khu vực lựa chọn nghiên cứu (2). Ngược lại
với nghiên cứu trên là “What does liberalisation do for exports and growth?” tác giả
D. Greenaway and D. Sapsford sau khi nghiên cứu mới mẫu của 14 quốc gia trong
giai đoạn tự do hóa thương mại đã chỉ ra rằng mặc dù kim ngạch xuất khẩu và tăng
trưởng có quan hệ nhưng không mạnh mẽ và trong một số trường hợp nó còn bị ảnh
hưởng bởi tự do hóa thương mại(3).
+ Nhóm nghiên cứu khác về FDI và xuất khẩu, “Theo số liệu thống kê thì đầu tư
nước ngoài dường như không có tác động đáng kể đến hoạt động xuất khẩu mặc dù
hệ số FDI có dấu hiệu tích cực” đó là kết quả nghiên cứu tại Ấn Độ của tác giả R. K.
Sharma trong bài “Export growth in India: has FDI played a role?”; tác giả Prasanna
của bài “Impact of foreign direct investment on export performance in India” có kết
luận, FDI có ảnh hưởng đáng kể tới xuất khẩu, khi tác giả nghiên cứu tại Ấn Độ trong
2 Nguồn: />3 Nguồn: />
10
khoảng thời gian 1991–2007, bằng mô hình OLS, các biến được sử dụng gồm: FDI
hướng nội, Tổng sản xuất xuất khẩu, sản xuất xuất khẩu bằng công nghệ cao, giá trị
tăng thêm trong sản xuất; có cùng kết quả nghiên cứu như trên, là bài “Investigating
the effects of foreign direct investment on export growth in Cameroon” (4) của tác giả
Njong khi nghiên cứu tại Cameroon với các biến được sử dụng Xuất khẩu thực, GDP
thực, REER, Nhập khẩu so với thương mại quốc tế, xuất khẩu so với thương mại quốc
tế, độ trễ của xuất khẩu và của nguồn vốn FDI với chuỗi dữ liệu từ 1980 – 2003 với
mô hình AR(p) đã cho ra kết luận FDI và REER có ảnh hưởng đáng kể đến xuất khẩu;
bài viết “Foreign direct investment in South Asia: policy, trends, impact and
determinants” của tác giả Sahoo đã tiến hành nghiên cứu trên nhiều quốc gia
Bangladesh, Ấn Độ, Pakistan, SriLanka, and Nepal sử dụng các biến FDI, tăng trưởng
thu nhập trên thế giới, Chỉ số cơ sở hạ tầng, nhu cầu trong nước, xuất khẩu, REER và
tăng trưởng GDP với dữ liệu chuỗi năm từ 1975 – 2003 cho ra kết quả FDI ảnh hưởng
tích cực đến xuất khẩu khi sử dụng mô hình panel-fixed effect; một nghiên cứu tại
Tây Ban Nha, Bài viết “On the dynamics of exports and FDI:the Spanish
internationalization process”(5) của tác giả Martinez-Martin đã sử dụng các biến
FDI,Thu nhập trong nước, Thu nhập từ nước ngoài, Năng lực cạnh tranh, chuỗi dữ
liệu năm từ 1993 đến 2008, bằng mô hình VECM đã kết luận có mối quan hệ nhân
quả Granger một cách tích cực giữa FDI và xuất khẩu trong dài hạn.
+ Nhóm nghiên cứu tề tỷ giá và xuất khẩu, tỷ giá hối đoái và xuất khẩu ít có quan
hệ với nhau là kết quả của bài “The impact of exchange-rate volatility on export
growth: some theoretical considerations and empirical results” tác giả M. J. Bailey, G.
S. Tavlas, and M. Ulan được nghiên cứu từ dữ liệu thực tế của 11 quốc gia OECD, về
mặt lý thuyết ta thấy được tỷ giá ảnh hưởng lớn đến xuất khẩu nhưng thực nghiệm
cho 3 kết quả (trên 33 lần thực nghiệm) thấy được sự bất ổn định của tỷ giá có ảnh
hưởng đến xuất khẩu; bài “The effects of exchange-rate volatility on U.S.exports: an
4 Nguồn: />5 Nguồn: />
11
empirical investigation”(6) của tác giả Arize nghiên cứu tại USA với các biến Log xuất
khẩu thực, Log REER, Log thu nhập thực từ nước ngoài theo dữ liệu tháng từ 2/1971
– 3/1991với mô hình error correction, ARCH và linear moment cho ra kết quả tồn tại
mối quan hệ cân bằng dài hạn và tỷ giá hối đoái và xuất khẩu có liên quan tiêu cực.
Ngoài ra, có nhiều bài nghiên cứu khác liên quan đến xuất khẩu. Tác giả Chimobi
and Uche của bài “Export, domestic demand and economic growth in Nigeria:
granger causality analysis”(7) khi nghiên cứu tại Nigeria với các biến chi tiêu chính
phủ, chi tiêu hộ gia đình, GDP thực, xuất khẩu theo dữ liệu năm từ 1970 – 2005 cho
ra kết luận có mối quan hệ nhân quả giữa xuất khẩu và chi tiêu hộ gia đình khi sử
dụng mô hình VAR; tác giả Duasa của bài “Asymmetric cointegration relationship
between real exchange rate and trade variables: the case of Malaysia” (8) với các biến
khối lượng xuất khẩu nhập khẩu, REER, cán cân thương mại theo dữ liệu năm 1999 –
2006 tại Malaysia có kết luận tồn tại mối quan hệ giữa REER và Xuất khẩu không cân
xứng trong dài hạn; một nghiên cứu khác của Babatunde trong bài “Can trade
liberalization stimulate export performance in Sub-Saharan Africa?” (9) được nghiên
cứu tại Sub-Saharan Africa cho ra kết luận REER kích thích xuất khẩu bằng việc sử
dụng mô hình panel-fixed effect và random effect để chạy các biến xuất khẩu hàng
hóa, REER, mức thuế trung bình, tỷ giá hối đoái và nhập khẩu nguyên liệu theo dữ
liệu năm từ 1980 – 2005; Mortaza và Narayan là tác giả của bài “Foreign direct
investment,trade liberalization and economic growth: empirical evidence from South
Asia and implications for Bangladesh” khi nghiên cứu tại Bangladesh, Ấn Độ,
Pakistan, Sri Lanka và Nepal kết luận rằng có mối quan hệ một chiều giữa FDI với tự
do hóa thương mại và tăng trưởng kinh tế của Bangladesh và Pakistan từ các biến
nghiên cứu dòng vốn FDI, xuất nhập khẩu trên GDP, M2 / GDP, tỷ lệ biết chữ, đầu
6Nguồn: />S_Imports_An_Empirical_Investigation
7 Nguồn: />8 Nguồn: />9Nguồn: />%202009%20BABATUNE%20Final%20Trade%20Liberalization%20Paper(2).pdf
12
tư trong nước và sự lạm phát theo dữ liệu năm 1980 – 2004 bằng mô hình VAR,
panel-fixed effect và random effect;
Qua nhiều nghiên cứu, có thể nhận thấy hầu hết các số liệu đều theo dạng chuỗi
thời gian tính theo năm, độ dài chuỗi quan sát hầu hết trên 20. Các mô hình được sử
dụng nhiều: VAR, VECM, AR(p), OLS. Các nghiên cứu đã chỉ ra FDI, cởi mở
thương mại, tỷ giá hối đoái có tác động đến xuất khẩu nhưng lại có nhiều kết luận
khác nhau.
Tác giả Bishnu Kumar Adhikary của bài “Impact of Foreign Direct Investment,
Trade Openness, Domestic Demand, and Exchange Rate on the Export Performance
of Bangladesh: A VEC Approach” đã tổng hợp tất cả các nghiên cứu trước đó và chỉ
ra những lý do mà các kết quả nghiên cứu lại có sự khác nhau. Thông qua bài nghiên
cứu của mình, tác giả Bishnu Kumar Adhikary đã kiểm định lại và cho kết quả thực
nghiệm theo dõi mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa FDI và xuất khẩu, FDI là một
yếu tố quan trọng trong việc giải thích những thay đổi trong xuất khẩu cả trong ngắn
hạn và dài hạn nhưng không tìm thấy bất kỳ mối quan hệ nhân quả đáng kể nào đối
với các trường hợp mở cửa thương mại, cầu trong nước, và tỷ giá hối đoái lên xuất
khẩu theo mô hình VEC. Bài nghiên cứu lấy số liệu hằng năm trong giai đoạn 1980 –
2009 tại Bangladesh.
Với mục tiêu nghiên cứu mối liên hệ giữa FDI, mở cửa thươn mại, tỷ giá, nhu cầu
trong nước và xuất khẩu tại Việt Nam, tác giả sẽ dựa vào các bài nghiên cứu trước và
phần lớn dựa vào bài nghiên cứu “Impact of Foreign Direct Investment, Trade
Openness, Domestic Demand, and Exchange Rate on the Export Performance of
Bangladesh: A VEC Approach” làm cơ sở để tiến hành nghiên cứu. Vì nền kinh tế
của Việt Nam và Bangladesh có nhiều điểm tương đồng về điều kiện tự nhiên, thời
gian giành được độc lập, tốc độ phát triển kinh tế và cả hai đều là nước đang phát
triển. Với sự tương đồng sẽ giúp việc áp dụng các mô hình kiểm định và số liệu
nghiên cứu được lấy và sử dụng dễ dàng, đồng thời có thể xem đây là phép thử để
kiểm tra lại những gì mà tác giả Bishnu Kumar Adhikary nghiên cứu có đúng và phù
hợp với điều kiện về kinh tế - chính trị - xã hội của nhiều nước khác nhau.
13
3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Như đã được đề cập, tác giả sẽ sử dụng các tiêu chí lựa chọn dữ liệu cũng như
phương pháp và mô hình áp dụng từ bài viết của Bishnu Kumar Adhikary để tiến
hành nghiên cứu mối liên hệ giữa FDI, mở cửa thương mại, tỷ giá, nhu cầu trong
nước và xuất khẩu tại Việt Nam nhằm tránh sai sót.
Về dữ liệu, do Việt Nam mới tiến hành cải cách kinh tế từ năm 1986 vì vậy tất cả
các số liệu đều được lấy theo hằng năm bắt đầu từ 1986 và kết thúc 2014 theo dạng
chuỗi thời gian, bao gồm 26 mẫu quan sát, số liệu lấy từ nguồn worldbank. Việc lấy
dữ liệu theo năm sẽ tránh được tình trạng sai lệch của các mẫu quan sát khi tiến hành
lấy theo tháng hoặc quý, đồng thời các số liệu từ năm 2000 trở về trước không được
thống kê sẵn theo tháng, quý. Đầu tư trực tiếp nước ngoài được tính theo giá trị thực
tế đã được đầu tư (tỷ lệ % của GDP năm đó). Mật độ dân số (số người/km 2) là đại
lượng đo lường cho mở cửa thương mại, vì những nước có mật độ dân số cao thường
thông thương, liên lạc với quốc tế cao. Tiêu dùng chính phủ (theo % của GDP năm
đó) sẽ được đại diện cho nhu cầu trong nước. Tỷ giá được xác định bởi đồng VND so
với USD. Cuối cùng, xuất khẩu hàng hóa và dịch vụ (theo % của GDP năm đó) sẽ đại
diện cho xuất khẩu.
Bảng 1: Số liệu gốc được lấy vào ngày 16/12/2015
Năm/Tên
chỉ số
Xuất khẩu hàng hóa
và dịch vụ (% của
GDP)
FDI thực giải ngân
(% của GDP)
Chi tiêu chính
phủ (% của
GDP)
Tỷ giá hối đoái
(VND/US$,
Mật độ dân số
trung bình theo
(số người/km2)
thời kỳ)
1989
23.8493583
0.064671903
7.846795
4463.946
199.0046
1990
36.03861539
2.781322897
12.33941
6482.796
202.8225
1991
30.91503925
3.902796786
8.087919
10037.03
206.5882
1992
34.74559633
4.803347843
5.763942
11202.19
210.2986
1993
28.72278187
7.027592343
7.328637
10640.96
213.9682
1994
34.01312753
11.93948242
8.25501
10965.67
217.5935
1995
32.81285618
8.58596608
8.187704
11038.25
221.1911
1996
40.86848779
9.713080733
8.352571
11032.58
224.7587
14
1997
43.10270562
8.270096544
8.130781
11683.33
228.2924
1998
44.84830347
6.141214415
7.623741
13268
231.8237
1999
49.96624773
4.922663629
6.785234
13943.17
235.3274
2000
49.96624773
3.858491951
5.94747
14167.75
249.5689
2001
50.99578999
3.683622266
5.861978
14725.17
252.7259
2002
50.57930883
3.689268314
5.758634
15279.5
256.1188
2003
52.47479843
3.394427347
5.851863
15509.58
259.5137
2004
54.90140735
3.257519609
5.878838
15746
262.6388
2005
63.69949267
3.390403639
5.465202
15858.92
265.721
2006
67.71681433
3.616000904
5.532775
15994.25
268.6851
2007
70.5178746
8.654717714
5.554116
16105.13
271.6112
2008
70.33669194
9.663039055
5.625084
16302.25
274.5145
2009
62.97179667
7.168823852
5.778355
17065.08
277.4374
2010
72.00235607
6.900611788
5.992739
18612.92
280.3641
2011
79.39084443
5.481797332
5.911152
20509.75
283.2909
2012
80.0286188
5.370298997
5.927185
20828
286.2995
2013
83.62614117
5.197929402
6.155856
20933.42
289.3182
2014
86.40475934
4.940800273
6.26511
21148
292.6113
Nguồn: />Với xuất khẩu hàng hoá và dịch vụ trên GDP và xem là biến phụ thuộc, các biến
độc lập bao gồm: đầu tư trực tiếp nước ngoài như một phần của GDP, mật độ dân
số, tiêu dùng cuối cùng của Chính phủ trên GDP và tỷ giá hối đoái của đồng nội
địa so với đồng USD. Khi sử dụng mô hình VEC hay VECM thì tất cả các chuỗi số
liệu gốc sẽ được lấy Logarit, nhằm giúp chuỗi ổn định hơn.
Việc tiến hành thực nghiệm của bài viết tiến hành như sau:
- Bước 1: Kiểm tra các tiêu chuẩn thông thường của việc phân phối bằng kiểm
định Jarque-Bera. Là kiểm định kiểm tra dữ liệu đầu vào có đáp ứng yêu cầu
của phân phối chuẩn (Nó là họ phân phối có dạng tổng quát giống nhau, chỉ
khác tham số vị trí (giá trị trung bình μ) và tỉ lệ (phương sai σ2)). Nội dung kiểm
định:
Kiểm định giả thuyết H0: U có phân phối chuẩn, giả thuyết JB ~X2
15
JB = n[ + ]; nếu JB > X2 hoặc p(JB) < α thì bác bỏ H0 ngược lại chấp nhận H0.
- Bước 2: Tiến hành kiểm định Augmented Dickey – Fuller (ADF) (là kiểm định
mở rộng và khắc phục nhược điểm của kiểm định DF, do DF có hiện tượng
tương quan chuỗi nên không được sử dụng trong bài) và kiểm định Phillips –
Perron (PP) nhằm phát hiện sự hiện diện của các đơn vị gốc dưới sự phân tích
đơn biến. Ưu điểm của PP so với ADF là có tính đến các mối tương quan bằng
cách sửa chữa các số liệu t của các hệ số các biến theo sau, chứ không phải
bằng cách thêm vào các điều kiện khác của các biến theo sau đó. Nội dung
phương pháp: (1) nếu chuỗi số liệu không cân bằng theo thời gian thì tiến hành
lấy sai phân cho đến khi chuỗi cân bằng; (2) xác định số bước trễ và kiểm định
chấp nhận giả thuyết không có tự tương quan; (3) lựa chọn mô hình có phương
sai của phần dư và số các tham số nhỏ nhất.
Việc kiểm tra nghiệm đơn vị được tiến hành bằng phương pháp hồi quy
intercept và intercept plus. Trong trường hợp tính dừng của mỗi biến ở mức độ
thử nghiệm, một phương trình hồi quy theo phương pháp bình phương bé nhất
(OLS) sẽ được chạy, như sau:
EXPGt = α + βFDIGt + ΩPDENt – ΨGFCGt + ζ EXRt + εt , (1)
Với EXPG đại diện cho xuất khẩu hàng hoá và dịch vụ trên GDP, FDIG đại
diện cho đầu tư trực tiếp nước ngoài như một phần của GDP, PDEN đại diện
cho mật độ dân số, GFCG đại diện cho tiêu dùng cuối cùng của Chính phủ trên
GDP và EXR đại diện cho tỷ giá hối đoái của đồng nội địa so với đồng USD.
Giới hạn nhiễu (ε) được giả định là độc lập và giống nhau, (t) chỉ thời gian.
- Bước 3: Khi tất cả các biến đều có tính dừng và tích hợp ở một thứ tự, mối
quan hệ động của các biến có thể được nghiên cứu bằng cách sử dụng mô
hình VAR đơn giản, mô hình ma trận (2).
16
Sau khi xác nhận các tính dừng của các biến, tiến hành theo dõi mối quan hệ
cùng hội nhập giữa các biến bằng cách áp dụng phương pháp Johansen-Juselius.
Lưu ý rằng, để chạy được phương pháp thử nghiệm hội nhập Johansen, tất cả
các chuỗi trong nghiên cứu phải tích hợp trong một thứ tự, cả trong cấp độ và
trong những mô hình khác nhau. Điều này cũng bao hàm sự khác nhau giữa hai
hoặc nhiều chuỗi không tính dừng trở thành có tính dừng. khi chúng vận động
cùng nhau trong dài hạn, mặc dù chúng có thể bị dạt ra ở ngắn hạn. Các chỉ số
thử nghiệm (λmax ) và (λtrace ) tối đa được sử dụng để tìm ra vector hồi quy.
Được tính như sau:
λmax = −T log(1 − λr+1 ),
(3)
Mệnh đề hồi quy vô giá trị khi r=g với (g=0,1,2,3…) trái với loại trừ r ≤ g + 1
λtrace = -T
(4)
Vô giá trị khi r=g trái với loại trừ r ≤ 1
Phải chú ý rằng, sự hiện diện của một hoặc một vài vector đồng liên kết và nếu
chuỗi tìm được không tích hợp theo một thứ tự thì phương pháp VAR đơn
giản không tạo ra kết quả mong muốn, trừ khi điều kiện sửa lỗi đã có trong mô
hình.
Do đó, mô hình VEC (mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM)) đã hoàn
thành trong bài viết, mô hình thực hiện theo 4 bước: (i) xác định sai phân và
17
biến trễ của biến chuỗi, (ii) kiểm tra sự đồng liên kết của các biến, (iii) ước
lượng và kiểm định, (iv) dự báo. Công thức hình thành như sau:
ΔEXPGt = α + λet−1 + + + + εt .
Các tham số (λ) của điều kiện sửa lỗi trễ (et-1) chỉ ra các mối quan hệ dài hạn
trong các biến đang được nghiên cứu, và cả tốc độ điều chỉnh trạng thái cân
bằng.từ ngắn hạn đến dài hạn. Việc chậm trễ thích hợp của các biến (lag 1) đã
được lựa chọn thông qua các tiêu chí dự báo lỗi cuối cùng (FPE) để khắc phục
trên / dưới vấn đề tham số trong đó có thể gây ra thiên lệch và sự đánh giá không
hiệu quả. Đáng chú ý, các tham số của điều kiện sửa lỗi cần phải được phủ định
và có ý nghĩa thống kê trong các điều kiện của giá trị phụ thuộc t để xác nhận
mối quan hệ cân bằng dài hạn của các biến. Những thay đổi trong FDI, mở cửa
thương mại, cầu nội địa, và tỷ giá hối đoái gây ra những thay đổi trong xuất
khẩu khi ci, di, ei và fi có ý nghĩa trong các điều kiện của thử nghiệm F. Sự ổn
định của mô hình VEC đã được đảm bảo thông qua sự thử nghiệm căn số nghịch
của đa thức đặc trưng. Bên cạnh đó, phân tích phản ứng xung được thực hiện
bằng cách đưa ra một cú sốc với độ lệch chuẩn (± 2 SE trở lên) đối với FDI, vốn
trong nước, tỷ giá hối đoái, và mở cửa thương mại để hình dung khoảng thời
gian tác động của chúng đến việc thực hiện hoạt động xuất khẩu của Việt Nam.
4. NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1 THỐNG KÊ MÔ TẢ
Thực hiện thống kê mô tả cho dữ liệu gốc ta được kết quả như Bảng 210.
Bảng 2: Mô tả số liệu
10 Giải thích thuật ngữ: Mean: Giá trị trung bình ; Median: Trung vị ; Maximum: Giá trị lớn nhất ; Minimum:
Giá trị nhỏ nhất ; Std. Dev. (Standard Deviation): Độ lệch chuẩn ; Skenewness: Độ bất cân xứng ; Kurtosis: Độ
nhọn; Jarque - Bera: Giá trị phân phối Jarque-Bera dùng để kiểm định phân phối chuẩn ; Probability: Giá trị
xác suất tới hạn; Sum: Tổng các giá trị ; Sum Sq. Dev. (Sum Square Deviation): Tổng bình phương các sai số
tiêu chuẩn ; Observations: Số quan sát
18
Bảng 2 đã thể hiện các số liệu thống kê mô tả các biến được nghiên cứu. Ta thấy
dữ liệu của các biến là tập trung và không bị phân tán, được thể hiện thông qua
cách tính: V = Độ lệch chuẩn/Giá trị trung bình ; Điều kiện V <1 để xem là tập
trung. Xét VEXPG, VGFC, VPDEN, VFDIG, VEXR ta thấy tất cả đều < 1 vì vậy dữ liệu
đều tập trung. Với kết quả của kiểm định Jarque-Bera, ta xét kết quả kiểm định
của các biến với α=5% và giả thuyết: H0 : Dữ liệu tuân theo phân phối chuẩn ta
có kết quả như sau:
ProEPXG = 0.465406 > 5% => Chấp nhận H0, Dữ liệu phân phối chuẩn
ProEXR = 0.816621 > 5% => Chấp nhận H0, Dữ liệu phân phối chuẩn
Pro FDIG = 0.67082 > 5% => Chấp nhận H0, Dữ liệu phân phối chuẩn
Pro GFCG = 0 < 5% => Bác bỏ H0, Dữ liệu không phân phối chuẩn
Pro PDEN = 0.345241 > 5% => Chấp nhận H0, Dữ liệu phân phối chuẩn
Bên cạnh kết quả của kiểm định Jarque-Bera ta có thể xét đến 2 giá trị
Skenewness và Kurtosis để tính toán và xác định xem dữ liệu có phân phối
chuẩn hay không. Nhận thấy tất cả các biến đều có phân phối chuẩn ngoại trừ
biến GFCG.
Hệ số bất đối xứng của mỗi biến được tìm ra khá nhẹ . Với EXPG,FDIG và GFCG
lệch dương còn EXR và PDEN lệch âm. Độ lệch chuẩn của chuỗi được tìm thấy
thấp khi được so sánh với giá trị trung bình, nó chỉ ra độ lệch chuẩn có hệ số
nhỏ. Giá trị trung bình với tỷ lệ trung bình cho mỗi chuỗi xấp xỉ bằng một.
19
4.2 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ
Để dữ liệu được ổn định hơn, tiến hành lấy logarit để thực hiện kiểm định ADF và
PP nhằm xác định tính dừng của biến. Sử dụng kiểm định T để xác định tính dừng
của các biến, giả thuyết H0: chuỗi dữ liệu của biến có nghiệm đơn vị (Unit root)
(không dừng) xét lần lượt ở các giá trị α= 1%,5%,10%.
Kết quả của kiểm định chuỗi gốc (chưa lấy sai phân) như sau:
Với kết quả của kiểm định ADF (Bảng 3) cho thấy, biến LGFCG và LFDIG dừng ở
2 mức 1% và 5%. Các biến LEXPG, LEXR và LPDEN là không dừng ở tất cả các
mức 1%, 5% và 10%. Với kết quả của kiểm định PP (Bảng 4), biến LEXR và
LFDIG là biến dừng ở 2 mức 1% và 5%, các biến còn lại không dừng.
Do chuỗi số liệu của các biến không dừng, tiến hành lấy sai phân bậc 1 của các
chuỗi để kiểm tra tính dừng. Kết quả kiểm định ADF (Bảng 5) và PP (Bảng 6) đều
cho thấy tất cả các chuỗi đều dừng ở 3 mức 1%, 5%, 10% cụ thể như sau:
+ Chuỗi dữ liệu của biến LFDIG nhận giá trị t-Statistic là |12.60429| (ở ADF, PP)
nên chuỗi dừng ở 3 mức 1%, 5%, 10%
Bảng 3: Kiểm định nghiệm đơn vị của chuỗi gốc các biến bằng ADF
BIẾN
LEXPG
LGFCG
LFDIG
LEXR
LPDEN
t-Statistic
-1.553255
-3.986679
-10.75589
-1.787120
-1.888415
Prob*
0.4869
0.0057
0.0000
0.3760
0.3320
+ Chuỗi dữ liệu của biến LGFCG nhận giá trị t-Statistic là |6,748986| (ở ADF, PP)
nên chuỗi dừng ở 3 mức 1%, 5%, 10%
+ Chuỗi dữ liệu của biến LEXPG nhận giá trị t-Statistic là |10,75819| (ở ADF, PP)
nên chuỗi dừng ở 3 mức 1%, 5%, 10%
+ Chuỗi dữ liệu của biến LPDEN nhận giá trị t-Statistic là |4,439188| (ở ADF, PP)
nên chuỗi dừng ở 3 mức 1%, 5%, 10%
+ Chuỗi dữ liệu của biến LEXR nhận giá trị t-Statistic là |11,70521| ở kiểm định
Bảng 4: Kết quả kiểm định PP chuỗi gốc của các biến
BIẾN
LEXPG
t-Statistic
-1.561418
20
Prob*
0.1321
LGFCG
LFDIG
LEXR
LPDEN
-2.202880
-10.75589
-5.275545
-1.888415
0.0379
0.0000
0.0000
0.3320
ADF nên chuỗi dừng ở 3 mức 1%, 5%, 10%. Tuy nhiên ở kiểm định PP, biến có giá
trị t-Statistic là |3,511409| và chỉ dừng ở mức 5%, 10%. Rõ ràng, tất cả các chuỗi đều
dừng ở sai phân bậc 1, có thể kết luận rằng các chuỗi miêu tả cùng một mức độ của
sự tích hợp. Bài viết tiếp tục sử dụng thử nghiệm đồng liên kết Johansen – Juselius
trên các chuỗi để tìm ra mối quan hệ đồng liên kết của các biến.
Bảng 5: Kết quả kiểm định ADF sau khi lấy sai phân bậc 1 của các biến
BIẾN
t-Statistic
Prob*
LEXPG
-10.75819
0.0000
LGFCG
-6.748986
0.0000
LFDIG
-12.60429
0.0000
LEXR
-11.70521
0.0000
LPDEN
-4.439188
0.0002
Bảng 6: Kết quả kiểm định PP sau khi lấy sai phân bậc 1 của các biến
BIẾN
LEXPG
LGFCG
LFDIG
LEXR
LPDEN
t-Statistic
-10.75819
-6.748986
-12.60429
-3.511409
-4.439188
Prob*
0.0000
0.0000
0.0000
0.0002
0.0002
4.3 KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT
Tiến hành kiểm định đồng liên kết cho các biến với lựa chọn: Intercept (no trend) (có
hệ số chặn và không có biến xu hướng), với độ trễ 1( 11)
Kết quả cho thấy, cả hai thử nghiệm Trace và Maximum Eigenvalue chỉ ra sự
cân bằng ở mức ý nghĩa 5%. Với giá trị Critical Value 0.05 (69.81889) < Trace
Statistic (99.97539) và Critical Value 0.05 (33.87687) < Max-Eigen Statistic
(54.47957) có thể kết luận có 1 đồng liên kết xuất hiện trong kiểm định và tồn tại
mối quan hệ cân bằng trong dài hạn. Do xuất hiện đồng liên kết nên lựa chọn mô
hình VECM là phù hợp để tiến hành kiểm định.
11 Xem phụ lục
21
Hình 1: Kết quả kiểm định đồng liên kết
Hypothesized
No. of CE(s)
Eigenvalue
Max-Eigen
Statistic
None *
At most 1
At most 2
At most 3
At most 4
0.896686
0.667398
0.379430
0.195245
0.095630
54.47957
26.41940
11.45080
5.213211
2.412407
0.05
Critical Value
Prob.**
33.87687
27.58434
21.13162
14.26460
3.841466
0.0001
0.0699
0.6023
0.7147
0.1204
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
4.4 KẾT QUẢ MÔ HÌNH VECM
Để tiến hành chạy mô hình VECM ta cần lựa chọn độ trễ phù hợp thông qua
tiêu chí FPE (Final prediction error). Kết quả cho thấy độ trễ của các biến xấp xỉ
1 (lag 1) đã được lựa chọn.
Hình 2: Kết quả chọn độ trễ phù hợp cho mô hình
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
0
1
80.82030
200.5441
NA
181.9802*
1.60e-09
8.57e-13*
-6.065624
-13.64353*
-5.821849
-12.18088*
-5.998011
-13.23785*
Sau khi xác định được độ trễ phù hợp cho mô hình (lag 1) và số lượng đồng liên
kết là 1, tiến hành chạy mô hình VECM và có kết quả như hình 3. Sau đó tìm được
phương trình hồi quy của biến EXPG (xuất khẩu) với các biến còn lại (Hình 4)
Hình 3: Kết quả mô hình VECM
Vector Error Correction Estimates
Sample (adjusted): 1992 2014
Included observations: 23 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq:
CointEq1
LEXPG(-1)
LFDIG(-1)
1.000000
-0.200380
(0.01614)
[-12.4174]
1.611095
(0.33684)
[ 4.78292]
0.474288
(0.10203)
[ 4.64865]
LPDEN(-1)
LGFCG(-1)
22
LEXR(-1)
-1.994011
(0.13249)
[-15.0506]
5.729368
C
Hình 4: Kết quả phương trình hồi quy của biến EXPG (xuất khẩu)
D(LEXPG) = C(1)*( LEXPG(-1) - 0.200379897985*LFDIG(-1) +
0.474287541562*LGFCG(-1) + 1.61109519412*LPDEN(-1) 1.99401125237*LEXR(-1) + 5.72936818904 ) + C(2)*D(LEXPG(-1)) +
C(3)*D(LEXPG(-2)) + C(4)*D(LFDIG(-1)) + C(5)*D(LFDIG(-2)) + C(6)
*D(LGFCG(-1)) + C(7)*D(LGFCG(-2)) + C(8)*D(LPDEN(-1)) + C(9)
*D(LPDEN(-2)) + C(10)*D(LEXR(-1)) + C(11)*D(LEXR(-2)) + C(12)
C(4)
C(5)
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
-0.102975
-0.123161
0.072540
0.067525
-1.419551
-1.823937
0.1835
0.0954
0.686848
0.373695
0.070031
0.053947
36.99967
2.193334
0.104232
Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
Hannan-Quinn criter.
Durbin-Watson stat
0.044687
0.088490
-2.173884
-1.581452
-2.024889
1.938484
Quan sát kết quả ta thấy, có mối quan hệ cân bằng dài hạn tồn tại giữa các
biến. Kết quả Hình 3 cho thấy, tác động của FDIG và EXR là cùng chiều với xuất
khẩu do FDIG(-1), EXR(-1) đều mang dấu âm. Trong khi đó PDEN,GFCG gây
ảnh hưởng ngược chiều đến xuất khẩu.
Bảng 7: Kết quả kiểm định Wald giữa FDIG,EXR,GFCG,PDEN với EXPG
Biến
FDIG
GFCG
PDEN
EXR
Test Statistic
F-statistic
F-statistic
F-statistic
F-statistic
Value
3.696635
3.443779
0.334856
2.152491
df
(2, 11)
(2, 11)
(2, 11)
(2, 11)
Probability
0.0592
0.0690
0.7225
0.1626
Dựa vào kết quả từ Hình 3 và Bảng 7, ta thấy già trị Standard errors 0.01614, tstatistics -12.4174 và hệ số FDIG(-1) -0.20038 nên FDIG có mối quan hệ tích
cực ngắn hạn với EXPG. Tương tự, tiếp tục dùng kiểm định Wald để tìm xem
có mối quan hệ ngắn hạn nào giữa biến EXPG với các biến còn lại. Tất cả các
23
giá trị Standard errors và t-statistics của GFCG, PDEN đều cho thấy không có
mối quan hệ tích cực ngắn hạn, ngoại trừ EXR vẫn tìm thấy mối quan hệ trong
ngắn hạn.
Xét giá trị R-squared 0.686848 chỉ ra khả năng giải thích không cao cho mô hình,
nghĩa là sẽ có những biến giải thích khác không có trong mô hình có thể gây ảnh
hưởng đến xuất khẩu. Giá trị kiểm định F 2.193334 không cao, vì vậy không có
sự tác động hoặc sự hiện diện của mối quan hệ nhân quả 2 chiều Granger giữa các
biến. Tiến hành kiểm định Granger giữa các biến để xét có tồn tại mối quan hệ
nhân quả nào giữa các biến. Lựa chọn chuỗi có sai phân bậc 1 và độ trễ bằng 1.
Có kết quả (Bảng 8) cho thấy có mối quan hệ nhân quả một chiều giữa FDI với
xuất khẩu và Tỷ giá hối đoái (EXR) với xuất khẩu . Không tồn tại mối quan hệ
hai chiều nào.
Bảng 8: Kết quả kiểm định Granger của các biến FDIG,EXR,GFCG,PDEN với
biến EXPG
Pairwise Granger Causality Tests
Lags: 1
Null Hypothesis:
Obs
F-Statistic
Prob.
D(LFDIG) does not Granger Cause D(LEXPG)
24
1.03454
0.3207
3.40582
0.0791
D(LEXPG) does not Granger Cause D(LFDIG)
D(LEXR) does not Granger Cause D(LEXPG)
D(LEXPG) does not Granger Cause D(LEXR)
24
0.35565
5.71701
0.5573
0.0262
D(LPDEN) does not Granger Cause D(LEXPG)
D(LEXPG) does not Granger Cause D(LPDEN)
24
0.28661
0.38979
0.5980
0.5391
D(LGFCG) does not Granger Cause D(LEXPG)
D(LEXPG) does not Granger Cause D(LGFCG)
24
1.31009
1.77815
0.2653
0.1967
Nhìn chung mô hình VECM đã chỉ ra mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa FDI với
xuất khẩu. Sự ổn định của mô hình được đảm bảo thông qua kiểm định tính ổn
định của mô hình (Hình 5)
Hình 5: Kết quả thực nghiệm đa số nghịch đa thức AR
24
4.5 PHẢN ỨNG ĐẨY VÀ PHÂN TÍCH PHƯƠNG SAI
Hình 6 ghi lại phản ứng đẩy, chỉ ra rằng với cú sốc đến từ FDI, cầu nội địa, tỷ
giá hối đoái và mở cửa thị trường có tác động lên xuất khẩu củả Việt Nam. Tỷ
giá hối đoái (EXR) có tác động tiêu cực ờ kỳ 1,2 nhưng bắt đầu tích cực từ kỳ
3 trở đi và có xu hướng tăng dần, mở cửa thương mại (PDEN) có tác động tích
cực đến xuất khẩu có biến động tăng giảm nhẹ không đáng kể, FDI có tác động
tích cực đến xuất khẩu và có xu hướng tăng dần theo thời gian, riêng nhu cầu
trong nước (GFCG) có tác động tiêu cực đến xuất khẩu
Hình 6: kết quả phản ứng đẩy của FDIG,EXR, GFCG, PDEN tới EXPG
25
