Trong xu hướng toàn cầu hoá nền kinh tế thế giới sâu sắc hiện nay, mỗi quốc gia trên hành tinh chúng ta không thể phát triển một cách riêng rẽ mà đều bị cuốn theo dòng chảy thương mại, đầu tư, tài chính, lao động… của nền kinh tế thế giới, trong đó thương mại xuất nhập khẩu có vai trò chủ đạo.
Từ những hạn chế trong nghiên cứu thực tiễn về nhập khẩu nêu trên, bài viết này nhằm kiểm định những nhân tố chính giải thích biến động của kim ngạch nhập khẩu hàng hóa và dịch vụ nước ta giai đoạn đất nước hội nhập mạnh mẽ vào nền kinh tế thế giới 2000-2020 dựa trên việc xây dựng và ước lượng một mô hình kinh tế lượng.
Lý thuyết giải thích nguyên nhân biến động của nhập khẩu khá phong phú, song nhìn chung đối với các nước đang phát triển, có hai trường phái giải thích chính và thực tiễn cho thấy đến nay chúng đang rất thành công. Trường phái thứ nhất giải thích tiến triển nhập khẩu theo lý thuyết thương mại quốc tế hiện đại, căn cứ vào nguyên lý lợi thế tuyệt đối (A. Smith), lợi thế so sánh (D. Ricardo), lợi thế so sánh với các nguồn lực sản xuất vốn có (Hecksher và Ohlin) và những phát triển cao hơn của lý thuyết này trong thời đại hội nhập kinh tế quốc tế sâu sắc gần đây.
Trường phái thứ hai giải thích nguyên nhân biến động của nhập khẩu căn cứ vào xu hướng phân công, hợp tác ngày càng sâu sắc giữa các quốc gia hiện nay trong mô hình của lý thuyết chuỗi giá trị toàn cầu và hội nhập kinh tế. Theo lý thuyết này, mỗi quốc gia nắm một công đoạn của quá trình sản xuất toàn cầu nên đều phải có xuất khẩu và có nhập khẩu; trước hết là nhập khẩu các công nghệ, máy móc thiết bị và các linh kiện, chi tiết; sau đó bổ sung, hoàn thiện một bước rồi xuất khẩu lấy ngoại tệ. Có ngoại tệ từ xuất khẩu, quốc gia đó lại tiếp tục quá trình tái sản xuất lần 2 là nhập khẩu đầu vào để xuất khẩu đầu ra. Quá trình cứ tuần hoàn như vậy sẽ tạo ra tăng trưởng kinh tế. Do đó, theo lý thuyết chuỗi giá trị toàn cầu và hội nhập kinh tế, xuất khẩu là một nhân tố quan trọng xác định nhập khẩu. Không có xuất khẩu thì sẽ không có ngoại tệ để nhập khẩu, đồng thời xuất khẩu và nhập khẩu là quá trình nối tiếp, tuần hoàn của chu trình chuỗi giá trị toàn cầu.
Thực tiễn cho thấy các nghiên cứu về thương mại quốc tế, trong đó có nhập khẩu, ở Việt Nam cũng chủ yếu đi theo cách tiếp cận của hai trường phái này. Một số kết quả nghiên cứu định tính và nhân quả trong giai đoạn gần đây đều cho thấy nhập khẩu ngày càng cao ở nước ta trong những năm 2000-2020 vừa có tính chất của lý thuyết thương mại quốc tế hiện đại, vừa có tính của lý thuyết chuỗi giá trị toàn cầu để phát huy hiệu quả của các hai cách tiếp cận này. Do vậy, trong nghiên cứu này, chúng tôi sẽ kiểm chứng lại các nhân tố chính giải thích biến động của kim ngạch nhập khẩu hàng hóa nước ta giai đoạn hội nhập mạnh mẽ 2000-2020 theo hai trường phái lý thuyết trên. Quá trình thực hiện diễn ra qua hai bước: (i) Xây dựng mô hình lý thuyết; (ii) Ước lượng kinh tế lượng và giải thích các kết quả thu được.
1. Mô hình lý thuyết xác định những nhân tố chính tác động
tới kim ngạch nhập khẩu ở nước ta
1.1. Các lý thuyết xác định những nhân tố chính tác động
tới kim ngạch nhập khẩu
1.1.1. Lý thuyết thương mại
quốc tế từ cổ điển đến hiện đại
Mô hình chuẩn xác định các
nhân tố chính tác động tới kim ngạch nhập khẩu của các quốc gia được xây dựng
từ lý thuyết thương mại quốc tế hiện đại được phát triển trong những năm 1980
của thế kỷ trước.
Đây là mô hình được phát triển
từ những mô hình lý thuyết lợi thế tuyệt đối và lợi thế tương đối (lợi thế so
sánh) do các nhà kinh tế học cổ điển người Anh Adam Smith và David Ricardo đã
đưa ra trong nửa cuối thế kỷ 18 và nửa đầu thế kỷ 19 nhằm giải thích tổng quát sự
xuất hiện lợi ích trong trao đổi thương mại quốc tế, tiếp đến được hai nhà kinh
tế học Thuỵ Điển Eli Hecksher (1879-1852) và B.Ohlin(1899-1979) trong tác phẩm:
“Thương mại liên khu vực và quốc tế”, xuất bản năm 1933, phát triển thêm một
bước bằng việc đưa ra mô hình H-O (tên viết tắt của hai ông) để trình bày lý
thuyết ưu đãi về các nguồn lực sản xuất vốn có (lý thuyết H-O). Lý thuyết H-O giải
thích hiện tượng thương mại quốc tế, trong đó có nhập khẩu, là do trong một nền
kinh tế mở cửa, mỗi nước đều hướng tới chuyên môn hoá các ngành sản xuất cho
phép sử dụng nhiều yếu tố sản xuất được cho là thuận lợi nhất đối với nước đó,
đồng thời xuất khẩu những sản phẩm có lợi thế so sánh này và nhập khẩu những
sản phẩm bất lợi thế so sánh. Nói cách khác, theo lý thuyết H-O, một số nước
bất lợi thế so sánh trong việc sản xuất một số sản phẩm hàng hoá của mình và do
đó phải nhập khẩu từ bên ngoài là do việc sản xuất những sản phẩm hàng hoá đó
đòi hỏi phải sử dụng nhiều yếu tố sản xuất mà nước đó không có hoặc không được
ưu đãi so với nước khác. Chính sự bất lợi thế về các nguồn tài nguyên, vật lực
và các yếu tố sản xuất khác (bao gồm: vốn, lao động, tài nguyên, đất đai, khí
hậu...) đã khiến cho một số nước có chi phí cơ hội cao hơn (so với việc sản
xuất các sản phẩm hàng hoá khác) trong sản xuất những sản phẩm nhất định, dẫn
tới phải nhập khẩu những sản phẩm sản xuất trong nước đắt đỏ nhưng đất
nước có nhu cầu.
Như vậy cơ sở lý luận của lý
thuyết H-O vẫn dựa vào lý thuyết lợi thế so sánh của Ricardo nhưng ở trình độ
cao hơn là đã xác định được nguồn gốc của lợi thế so sánh chính là sự ưu đãi về
các yếu tố sản xuất (các nguồn lực sản xuất). Cũng chính vì vậy mà lý thuyết
H-O còn được gọi là “lý thuyết lợi thế so sánh từ các nguồn lực sản xuất vốn có”.
Thuyết này đã kế thừa và phát triển một cách lôgíc các yếu tố khoa học trong lý
thuyết lợi thế so sánh của Ricardo và các lý thuyết cổ điển trước đó về thương
mại quốc tế (TMQT).
Mặc dù còn có những khiếm
khuyết lý luận trước thực tiễn phát triển phức tạp của TMQT ngày nay, song lý
thuyết H-O vẫn chi phối động thái phát triển của TMQT và được nhiều quốc gia
vận dụng trong hoạch định chính sách TMQT. Sự lựa chọn các sản phẩm xuất khẩu
phù hợp với các lợi thế so sánh về các nguồn lực sản xuất vốn có theo thuyết
H-O sẽ là điều kiện cần thiết để các nước đang phát triển có thể nhanh chóng
hội nhập vào quá trình phân công lao động và hợp tác TMQT, và trên cơ sở lợi
ích thương mại thu được sẽ thúc đẩy nhanh sự tăng trưởng và phát triển kinh tế
ở những nước này.
Về mặt toán học, mô hình xác
định các nhân tố chính tác động tới nhập khẩu của các quốc gia theo lý thuyết
thương mại cổ điển được xây dựng theo lý thuyết cầu, tức là nhập khẩu phụ thuộc
vào nhu cầu của nền kinh tế: IM = f (D), trong đó IM là nhập khẩu, D là tổng
cầu nội địa. Tuy nhiên, căn cứ vào đặc trưng nhập khẩu của mỗi nước, biến giải
thích trong vế phải có thể là một hoặc toàn bộ các thành phần của tổng cầu nội
địa, gồm tiêu dùng trung gian trong nước (IC – Intermediate Consumption), tiêu
dùng cuối cùng của các hộ gia đình (C), đầu tư của các hộ gia đình (I) và chi
tiêu của chính phủ (G). Khi đó, phương trình xác định tổng cầu là : IM = f
(IC, C, I, G)
Trong thực tế, người ta thường
sử dụng chỉ tiêu GDP hoặc các thành phần của chúng (phản ánh nhu cầu) làm các
biến giải thích trong phương trình xác định nhập khẩu. Do đó, phương trình xác
định các nhân tố chính tác động tới nhập khẩu của các quốc gia theo lý thuyết
thương mại cổ điển là IM = f (GDP) hay IM
= f (C, I, G). Biến IC thường
không được đưa vào mô hình do số liệu điều tra thống kê không đảm bảo độ chính
xác cần thiết.
Tuy nhiên, mô hình trên chỉ phù hợp cho giai đoạn đến cuối thế kỷ 19. Các
phân tích của Ricardo và bộ đôi Hecksher – Ohlin được xây dựng trong thời đại
chế độ tỷ giá cố định được áp dụng rộng rãi trên khắp thế giới, nhất là trong
giai đoạn các nước thực hiện cam kết theo Hiệp ước Bredtton Woods từ 7/1944 đến
tháng 8/1971. Theo Hiệp ước này, các nước công nhận đồng đô la Mỹ (USD) là
phương tiện dự trữ và thanh toán quốc tế và có thể đổi ra vàng không hạn chế
với tỷ giá 35 đôla một ounce (31,010 gram); đồng thời các đồng tiền khác được
gắn với đồng đô la Mỹ theo một tỷ giá cố định, tức là các lý thuyết giải thích
thương mại quốc tế trên chưa tính đến vai trò của biến động tỷ giá (Exchange
Rate – ER). Sự ra đời của chế độ tỷ giá thả nổi đã đặt ra vấn đề phải tính đến
ảnh hưởng của biến động tỷ giá tới thương mại quốc tế, trong đó có nhập khẩu.
Thêm nữa, hai cuộc khủng hoảng dầu mỏ và các đợt bùng nổ lạm phát cao trên thế
giới cũng đòi hỏi phải tính đến ảnh hưởng của biến động giá cả quốc tế tới
thương mại quốc tế, trong đó có nhập khẩu.
Bối cảnh quốc tế nêu trên đã làm cho lý thuyết thương mại quốc tế trong
nửa cuối thập kỷ 1970 và trong suốt thập kỷ 1980 thay đổi rõ rệt. Khái niệm tỷ
giá thực (Real Exchange Rate – RER) ra đời và trở thành trung tâm trong lý
thuyết thương mại quốc tế và là công cụ chính trong tất cả các chương trình ổn
định kinh tế và điều chỉnh cơ cấu do Quỹ Tiền tệ quốc tế triển khai tại các
nước thành viên, nhất là tại các nước cần vay tiền của Quỹ.
Edwards S. (1989) đã tổng hợp lý thuyết thương mại quốc tế được hiện đại
hóa và xây dựng mô hình phân tích các nhân tố tác động tới nhập khẩu của các
quốc gia theo quan điểm dựa trên nhu cầu nhập khẩu và năng lực cạnh tranh của
nền kinh tế. Theo Edwards, phương trình xác định các nhân tố chính tác động tới
nhập khẩu của các quốc gia theo lý thuyết thương mại cổ điển cần được bổ sung
các biến đại diện cho năng lực cạnh tranh của nền kinh tế, bao gồm tỷ giá danh
nghĩa đa phương (Effective Exchange Rate - EER), giá hàng hóa trên thị trường
quốc tế (P*, tính theo ngoại tệ) và giá hàng hóa trên thị trường nội địa (P,
tính theo nội tệ).
Rõ ràng khi khoảng cách giữa giá hàng hóa trên thị trường quốc tế và giá
hàng hóa trên thị trường nội địa càng cao thì hàng hóa trên thị trường quốc tế
càng trở nên đắt hơn so với hàng hóa trên thị trường nội địa, làm cho quốc gia
liên quan sẽ giảm nhập khẩu, tăng cường sản xuất hàng hóa trong nước (rẻ hơn)
để thay thế hàng nhập khẩu. Ngược lại, khi giá hàng hóa trên thị trường quốc tế
càng trở nên rẻ hơn so với giá hàng hóa trên thị trường nội địa, thì quốc gia
liên quan sẽ càng tăng nhập khẩu và càng giảm sản xuất hàng hóa trong nước. Như
vậy, nhập khẩu có quan hệ âm với giá hàng hóa trên thị trường quốc tế và có
quan hệ dương với giá hàng hóa trên thị trường nội địa.
Đối với tỷ giá danh nghĩa, lý thuyết tỷ giá đã khẳng định khi nội tệ bị
mất giá so với ngoại tệ, nếu giá cả trong nước không đổi, hàng hóa trong nước
sẽ trở nên rẻ hơn so với hàng hóa nhập khẩu. Khi đó sẽ làm giảm tỷ suất lợi
nhuận của người nhập khẩu, qua đó làm giảm nhập khẩu. Ngược lại, khi nội tệ lên
giá so với ngoại tệ, nếu giá cả trong nước không đổi, hàng hóa trong nước sẽ
trở nên đắt hơn so với hàng hóa nhập khẩu, qua đó làm tăng tỷ suất lợi nhuận
của người nhập khẩu và làm tăng nhập khẩu. Như vậy, tỷ giá (theo cách niêm yết
của châu Âu là số đơn vị tiền tệ trong nước đổi được 1 đơn vị tiền tệ nước
ngoài) có quan hệ âm với nhập khẩu.
Mô hình xác định các nhân tố giải thích biến động của nhập khẩu theo lý
thuyết thương mại mới như sau: IM = f (EER, P*, P), trong đó EER là tỷ giá danh
nghĩa đa phương, P* là giá hàng hóa trên thị trường quốc tế tính theo ngoại tệ
và P là giá hàng hóa trên thị trường nội địa tính theo nội tệ. Dấu của các hệ
số ước lượng đối với EER và P* âm trong khi dấu của hệ số ước lượng đối với P
dương.
Nếu gọi tỷ giá thực (ký hiệu là RER) là giá tương đối giữa giá hàng hóa
trên thị trường quốc tế và giá hàng hóa trên thị trường nội địa, thì: RER = EER
. P* / P
Theo công thức trên, khi tỷ giá thực tăng lên, nội tệ được định giá thấp;
giá hàng hóa trong nước sẽ trở lên rẻ hơn so với giá hàng hóa trên thị trường
quốc tế, làm cho nhập khẩu giảm xuống. Ngược lại, khi RER giảm xuống, nội tệ
được định giá cao so với ngoại tệ, hàng hóa trong nước sẽ trở nên đắt hơn so
với hàng hóa nhập khẩu, làm cho nhập khẩu tăng lên. Phương trình xác định quan
hệ như sau: IM = f (RER), với dấu của hệ số ước lượng đối với RER âm.
Kết hợp các biến giải thích biến động của nhập khẩu trong mô hình cổ điển
nêu trên, chúng ta đi đến phương trình cuối cùng của lý thuyết thương mại quốc
tế hiện đại như sau: IM = f (GDP, RER), hoặc cụ thể hơn: IM = f (C, I, G, RER)
1.1.2. Lý thuyết hội nhập kinh tế quốc tế và tác động của xuất khẩu tới
nhập khẩu
a) Chủ nghĩa tân tự do mới: Chủ
nghĩa tân tự do (Neo-Liberalism) ra đời trong những năm 1980 từ khi hợp tác
giữa các quốc gia trở thành xu thế chủ đạo của chính trị quốc tế. Đặc biệt, chủ
nghĩa tân tự do với xu hướng hội nhập vùng trong những năm 1980 và nửa đầu thập
kỷ 1990 đã phát triển mạnh thành Chủ nghĩa tân tự do mới trong đó hội nhập kinh
tế quốc tế toàn cầu và toàn diện kể từ 1995 với sự ra đời của Tổ chức thương
mại quốc tế (WTO) là nhân tố trung tâm. Ba đặc trưng nổi bật từ khi xuất hiện
WTO năm 1995 là :
(i) Không cần nhà nước hoặc giảm tối thiểu vai trò quản lý của nhà nước ở
tầm quốc gia cũng như tầm quốc tế trong hội nhập kinh tế quốc tế;
(ii) Thương mại quốc tế được quản lý bằng các thỏa thuận và cam kết quốc
tế. Số hiệp định thương mại quốc tế, nhất là số hiệp định thương mại tự do,
tăng vọt. Khác với các trường phái tự do cổ điển và hiện đại tập trung vào câu
hỏi đối nội, chủ đề chính của chủ nghĩa tân tự do mới là các thể chế, định
chế, quy tắc, luật pháp chung ở tầm quốc tế và sự tương tác của các yếu tố này
với việc lựa chọn chính sách của mỗi nhà nước trong trật tự thế giới mới (trật
tự hình thành sau sự sụp đổ của khối Liên Xô). WTO nằm ở vị trí trung tâm trong
quá trình xây dựng và tổ chức thực hiện các quy tắc, luật pháp quốc tế chung
này.
(iii) Thế giới trở nên “vô chính phủ”, tức là không có một quyền lực nhà
nước nào vượt trội hẳn lên, đóng vai trò “siêu nhà nước” để điều phối, tổ chức
và chế tài quan hệ giữa các quốc gia. Mỹ dù là nước hùng mạnh nhất thế giới,
cũng chỉ có một phiếu biểu quyết khi xây dựng các luật lệ áp dụng chung cho cả
thế giới. Đây là một trong những giả định quan trọng nhất của lý thuyết quan hệ
quốc tế. Giả định này cho rằng nền chính trị thế giới không tồn tại một quyền
lực siêu quốc gia với vai trò tương tự như nhà nước trong nền chính trị đối nội
của các quốc gia. Do đó, không có nước bá quyền trong quan hệ kinh tế quốc tế;
tất cả đều bình đẳng trước luật lệ quốc tế chung.
Rõ ràng việc gia nhập một tổ chức quốc tế và theo đuổi con đường hợp
tác quốc tế đồng nghĩa với việc các nhà nước phải chấp nhận từ bỏ một phần
chủ quyền quốc gia và tự giới hạn khuôn khổ hành động của mình. Vậy tại sao các
quốc gia chấp nhận tổ chức và tham gia các thể chế quốc tế ? Để trả lời câu hỏi
trên, trường phái tân tự do mới đưa ra nhiều lập luận. Một trong những điểm
quan trọng nhất là các chính phủ sẽ phải trả một cái giá cao hơn rất nhiều nếu
không tham gia, hoặc tham gia chậm trễ vào hợp tác quốc tế, đặc biệt là trong
khuôn khổ các thể chế quốc tế. Nếu chấp nhận giới hạn phần nào chủ quyền hành
động quốc gia, các quốc gia có thể hợp tác hỗ trợ nhau làm tăng hiệu năng công
việc và giảm phí tổn gánh chịu một mình.
Thông qua các thể chế (institutions) và định chế (regimes) đa phương, các
quốc gia cam kết hợp tác chặt chẽ với nhau nhằm thúc đẩy hợp tác quốc tế. Các thể
chế và định chế đa phương – theo lập luận của một trong những tác giả đại
diện của chủ nghĩa tân tự do mới là Robert Keohane – có thể cung cấp thông
tin cho các bên tham gia hợp tác, góp phần giảm tình trạng “thông tin bất đối
xứng”, qua đó giúp các bên hiểu rõ nhau hơn và có thể xây dựng các kỳ vọng về
hành vi của nhau. Các thể chế quốc tế cũng giúp giảm chi phí giao dịch trong
quá trình giải quyết các vấn đề chung, đồng thời tạo ra một khuôn khổ mang tính
pháp lý để điểu chỉnh hành vi của mỗi chủ thể tham gia trong hợp tác kinh tế
quốc tế. Chính vì vậy, việc hình thành, theo đuổi và giải quyết công việc thông
qua các thể chế hay luật pháp quốc tế chung là một cách tiếp cận thực tiễn giúp
tiến tới mô hình quản trị toàn cầu. Việc hình thành các thể chế quốc tế
cũng thể hiện mong muốn của các nước tạo ra một khung khổ (quy tắc) ứng xử cho
các mối quan hệ quốc tế, với nền tảng là pháp luật quốc tế và các chuẩn tắc
thay vì dùng vũ lực hay đe dọa dùng sức mạnh để giải quyết.
b) Mô hình chuỗi giá trị toàn cầu: Điểm
nổi bật trong lý thuyết hội nhập kinh tế quốc tế từ sau năm 1995 là mô hình
chuỗi giá trị toàn cầu. Dựa trên quan điểm của Michael Porter, năm 2002 hai nhà
khoa học Mỹ là Raphael Kaplinsky và Mike Morris đã đưa ra khái niệm:"Chuỗi
giá trị toàn cầu là một dây chuyền sản xuất kinh doanh theo phương thức
toàn cầu hoá trong đó có nhiều nước, chủ yếu là các doanh nghiệp, tham gia vào
các công đoạn khác nhau của quá trình sản xuất, từ thiết kế chế tạo tiếp thị
đến phân phối và hỗ trợ người tiêu dùng".
Tổ chức hợp tác và phát triển kinh tế (OECD) đã đưa ra định nghĩa cụ thể
hơn về chuỗi giá trị toàn cầu, theo đó: “Chuỗi giá trị toàn cầu là toàn bộ quá
trình sản xuất hàng hóa, từ nguyên liệu thô cho tới thành phẩm, được thực hiện
ở bất cứ nơi nào mà kỹ năng và nguyên liệu cần thiết để sản xuất đều có sẵn tại
mức giá cả cạnh tranh cũng như đảm bảo chất lượng thành phẩm”. Cụ thể, chuỗi
cung ứng thương mại hay chuỗi giá trị toàn cầu thương mại là dòng hàng hóa,
dịch vụ, đầu tư, đào tạo và chuyển giao (know- how) được chu chuyển giữa các
quốc gia, trong đó, lao động gắn liền với chuỗi giá trị toàn cầu (Baldwin and
Lopez Gonzalez, 2013).
Thực tế, chuỗi giá trị toàn cầu là một cách tiếp cận mới, toàn
diện hơn về phân công lao động quốc tế, nghĩa là bất kì doanh nghiệp nào có
tham gia vào quá trình sản xuất một sản phẩm xuất khẩu đều có thể coi là đã
tham gia vào chuỗi giá trị toàn cầu. Tiếp cận phân công lao động quốc tế
theo chuỗi giá trị toàn cầu sẽ giúp các doanh nghiệp hiểu rõ hơn về vị trí của
mình trên thị trường thế giới, để có thể chủ động lựa chọn công đoạn tham gia
phù hợp nhằm đạt được lợi nhuận cao hơn. Một chuỗi giá trị toàn cầu được
phân chia giữa nhiều doanh nghiệp và không gian địa lý khác nhau. Chẳng hạn,
chi tiết của một chiếc điện thoạicủa hãng Sam Sung sử dụng lao động và vật liệu
từ nhiều nhà cung cấp ở nhiều nước khác nhau, sau đó được đưa tới lắp ráp ở
Việt Nam và cuối cùng được đưa đi bán ở khắp nơi trên thế giới. Do đó,
chuỗi giá trị toàn cầu là chuỗi giá trị đặc biệt mà lợi ích được phân chia giữa
nhiều doanh nghiệp và trải rộng qua một số khu vực, quốc gia.
c) Tác động của xuất khẩu tới nhập
khẩu: Các quan điểm về chuỗi giá trị toàn cầu đều kết gắn quá trình xuất
khẩu hàng hóa và dịch vụ với nhập khẩu hàng hóa và dịch vụ, theo quan điểm khi
tham gia chuỗi giá trị toàn cầu sẽ phải gia tăng nhập khẩu để gia công, chế
biến làm hàng xuất khẩu theo yêu cầu của chuỗi cung ứng; sau đó từ thu nhập từ
xuất khẩu sẽ lại nhập khẩu để tái sản xuất trong vòng tiếp theo.
Những nghiên cứu đầu tiên từ năm 2000 đặt nền móng cho khái niệm chuỗi
giá trị toàn cầu thường chú trọng tới “giá trị gia tăng trong thương mại”,
thuật ngữ được ra đời cùng với hiện tượng chuyên môn hóa theo chiều dọc. “Giá
trị gia tăng trong thương mại được hiểu là giá trị hàng hóa trung gian nhập
khẩu có trong giá trị hàng hóa xuất khẩu của quốc gia” (Hummels et al, 2001),
hay hàm lượng nhập khẩu có trong xuất khẩu.
Những nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm của Daudin et al. (2006- 2009),
Escaith (2008), và Koopman et al. (2010) đều cho rằng chuỗi giá trị toàn cầu
phải bao gồm hàm lượng nhập khẩu có trong xuất khẩu (giá trị quá khứ - backward
participation), nhưng bổ sung thêm phần giá trị gia tăng nội địa (domestic
value added), chính là phần đầu vào trung gian được sử dụng ở quốc gia thứ ba
để xuất khẩu tiếp (giá trị tương lai - forward participation).
d) Trường hợp Việt Nam: Từ sau
Mỹ xóa bỏ cấm vận kinh tế (1994) và thiết lập quan hệ ngoại giao (1995), rồi
gia nhập Hiệp hội các nước Đông Nam Á (1995), Việt Nam đã tích cực tham gia quá
trình hội nhập kinh tế. Đặc biệt, Việt Nam đã gia nhập rất nhiều tổ chức hợp
tác kinh tế quốc tế, trong đó có Tổ chức thương mại quốc tế (2006). Do đó, Việt
Nam đã tham gia vào khá nhiều chuỗi cung ứng quốc tế. Mặt khác, do trình độ
phát triển thấp, Việt Nam thiếu các ngành cung ứng đầu vào, nhất là thiếu các
ngành công nghiệp phụ trợ, nên để gia tăng xuất khẩu, Việt Nam phải gia tăng
nhập khẩu đầu vào. Ngược lại, khi nhu cầu mua hàng Việt Nam của người nước
ngoài tăng lên, Việt Nam cũng lại phải gia tăng nhập khẩu đầu vào để sản xuất
hàng xuất khẩu. Quan hệ giữa xuất khẩu và nhập khẩu của Việt Nam có tính nhân
quả, tức là phải có nhập thì mới có xuất và để nhập khẩu được, cần phải có xuất
thì mới có ngoại tệ để nhập khẩu.
Vì vậy, biến xuất khẩu được đưa vào phương trình nhập khẩu trong mô hình
của chủ nghĩa tân tự do mới và điều này cũng phù hợp với Việt Nam. Phương trình
cụ thể như sau: IM = f (EX), trong đó EX là xuất khẩu, tính theo ngoại tệ.
1.1.3. Mô hình xác
định những nhân tố chính tác động tới kim ngạch nhập khẩu ở nước ta
Như đã phân tích trong
chương I, những kết quả nghiên cứu định tính và nhân quả trong giai đoạn từ năm
2000 đến nay cho thấy nhập khẩu ở Việt Nam vừa phát triển theo quan điểm của lý
thuyết thương mại quốc tế hiện đại, vừa phát triển theo quan điểm của chủ nghĩa
tân tự do mới. Thực tế chúng ta đều thấy, khi nền kinh tế trong nước càng phát
triển, thu nhập và đời sống của người dân tăng lên thì nhu cầu nhập khẩu cũng
tăng lên. Do đó, GDP có tác động tới nhập khẩu. Bên cạnh đó, nền kinh tế Việt
Nam có độ mở cửa vào loại cao nhất thế giới (từ năm 2019, tổng kim ngạch xuất
nhập khẩu hàng hóa đã lớn hơn gấp đôi GDP), nên các biến tỷ giá danh nghĩa, giá
thị trường quốc tế và giá trên thị trường trong nước đều có tác động mạnh tới
nhập khẩu. Do đó, kết hợp lại cho thấy tỷ giá thực có tác động tới nhập khẩu.
Chính vì vậy tất cả các biến giải thích nhập khẩu trong mô hình thương mại quốc
tế hiện đại đều cần được đưa vào mô hình xác định nhập khẩu của Việt Nam.
Mặt khác, như phân tích trong mục
trên, các nhân tố xác định nhập khẩu theo lý thuyết tự do mới cũng có thể tác động
mạnh tới nhập khẩu của Việt Nam. Căn cứ những đặc điểm khái quát nêu trên, chúng tôi cho rằng cần phải
xây dựng một mô hình hỗn hợp để giải thích tiến triển của nhập khẩu ở Việt Nam
trong giai đoạn 2000-2020, trong đó bao gồm tất cả các nhân tố của mô hình
thương mại quốc tế hiện đại và các nhân tố của mô hình của chủ nghĩa tân tự do
mới. Một mô hình như vậy sẽ phản ánh tốt hơn thực tiễn nhập khẩu ở Việt Nam. Sử
dụng mô hình hỗn hợp này có thể biết nguyên nhân của nhập khẩu ở Việt Nam là do
nhu cầu trong nước (GDP) và sức cạnh tranh về giá của hàng hóa sản xuất nội địa
(RER) hay do nhu cầu có đầu vào để làm hàng xuất khẩu (EX) hay cả hai loại nhân
tố này. Mô hình lý thuyết hỗn hợp để nghiên cứu nhập khẩu như sau: IM =
f (GDP, RER, EX), hay IM = f (C, I, G, RER, EX).
Như vậy, bước xây dựng mô hình lý thuyết đã hoàn thành, dưới đây chúng ta
sẽ ước lượng mô hình và trên cơ sở đó xác định những nhân tố chính giải thích
biến động của kim ngạch nhập khẩu hàng hóa nước ta giai đoạn đất nước mở cửa và
hội nhập mạnh mẽ vào nền kinh tế thế giới 2000-2019. Để đơn giản và phù hợp với
khuôn khổ của khóa luận tốt nghiệp đại học, chúng tôi chỉ ước lượng mô hình
dạng tổng quát là phương trình IM = f (GDP, RER, EX).
1.2. Xác định tỷ giá thực
1.2.1. Tỷ giá danh
nghĩa đa phương
Trong nghiên cứu kinh
tế, người ta thường sử dụng ba loại tỷ giá chính: Tỷ giá danh nghĩa song phương
(nominal bilateral exchange rate - ER), tỷ giá danh nghĩa đa phương (nominal
effective exchange rate - EER) và tỷ giá thực (real exchange rate – RER). Trong
thực tiễn quản lý kinh tế, việc sử dụng tỷ giá danh nghĩa song phương thường bị
phê phán vì nó chỉ phản ánh quan hệ đơn giản giữa đồng tiền quốc gia với một
đồng tiền nước ngoài trong khi do quan hệ buôn bán quốc tế đa dạng với nhiều
nước. Nếu chỉ sử dụng tỷ giá song phương của đồng tiền Việt Nam so với đồng đô
la Mỹ thì sẽ không phản ánh được quan hệ kinh tế thương mại của nước ta với bên
ngoài vì đồng tiền Việt Nam có thể mất giá so với đồng đô la, làm cho sức cạnh
tranh của hàng trong nước tăng lên, dẫn tới giảm nhập khẩu; song đồng thời lại
có thể lên giá so với đồng Euro và đồng Yên làm cho sức cạnh tranh của hàng
trong nước giảm xuống, dẫn tới tăng nhập khẩu. Khi đó rất khó kết luận biến
động tỷ giá danh nghĩa đã làm sức cạnh tranh của hàng hóa trong nước tăng hay
giảm so với hàng hóa ở nước ngoài, và do đó không thể kết luận chính sách tỷ
giá danh nghĩa song phương đang khuyến khích hay hạn chế nhập khẩu.
Vì vậy, từ cuối những năm 70, các nước trên thế giới thường sử dụng tỷ giá danh nghĩa đa phương trong nghiên cứu xây dựng các chính sách kinh tế. Tỷ giá đa phương được tính dưới dạng chỉ số, là trung bình trọng số của các chỉ số tỷ giá song phương của đồng tiền nước đó đối với đồng tiền của các đối tác thương mại và đầu tư quan trọng nhất. Về lý thuyết, trọng số là tỷ trọng của các đồng tiền nước ngoài trong tổng số tiền thanh toán trong giao dịch ngoại thương của nước đó. Do vậy, nếu các chỉ số tỷ giá song phương của đồng tiền Việt Nam so với các ngoại tệ khác là ERi, thì tỷ giá danh nghĩa đa phương của đồng tiền Việt Nam so với đồng tiền của các đối tác kinh tế chính (nominal effective exchange rate, viết tắt là EER) sẽ được tính theo công thức trung bình cộng:
|
hay theo công
thức trung bình nhân:
Trong đó n là số đối tác thương mại và đầu tư quan trọng nhất; thông thường
sẽ chọn ra một số nước chính và số nước còn lại được gộp chung thành một nước
cuối. Si là tỷ trọng giá trị đồng tiền nước i được sử dụng trong
tổng giá trị thanh toán cho các giao dịch ngoại thương của nước ta. Dĩ nhiên,
tổng các Si bằng 1. Trên thực tế, do hạn chế về số liệu, người ta sử
dụng cơ cấu xuất nhập khẩu phân theo nước làm tỷ trọng đại diện cho Si.
Khi đó
Trong đó EXi và IMi lần lượt là kim ngạch xuất khẩu
và nhập khẩu của Việt Nam với nước i. Hai loại tỷ giá ER và EER là các tỷ giá
danh nghĩa. Khi phá giá danh nghĩa đồng tiền nội địa, sẽ làm tăng giá tính theo
nội tệ của các hàng hoá và dịch vụ thương mại quốc tế được so với giá thành sản
xuất ra chúng, đồng thời cũng làm giá hàng nhập khẩu tăng lên so với giá hàng
sản xuất trong nước, từ đó làm giảm tỷ suất lợi nhuận của việc sản xuất và kinh
doanh hàng nhập khẩu, dẫn tới hạn chế nhập khẩu. Tuy nhiên, phá giá sẽ gây hậu
quả lạm phát. Nếu tỷ lệ lạm phát nước ta cao hơn tỷ lệ lạm phát ở nước ngoài
thì giá hàng hoá và dịch vụ thương mại quốc tế được tính theo nội tệ sẽ trở nên
đắt hơn so với giá hàng nhập khẩu, gây ảnh hưởng tiêu cực tới xuất khẩu và kích
thích nhập khẩu. Chính vì tác dụng hai mặt trên của phá giá danh nghĩa mà từ
cuối những năm 1970, người ta phải sử dụng khái niệm tỷ giá thực để phản ánh
hiệu quả tổng hợp của phá giá và lạm phát tới sức cạnh tranh của hàng hoá và
dịch vụ của mỗi nước.
1.2.2. Tỷ giá thực
Trước hết chúng ta nhắc lại khái niệm giá tương đối. Giá tương đối là giá
của một hàng hóa này so với giá của hàng hóa khác. Điều này tương đương với “cần
bao nhiêu chiếc bánh ga tô để đổi được một chiếc ô tô Toyota?”. Trong kinh tế, các quyết định sản xuất kinh doanh
và tiêu dùng của các tác nhân kinh tế được xây dựng căn cứ vào giá tương đối
chứ không phải giá tuyệt đối. Do vậy, giá tương đối là nhân tố cơ bản của kinh
tế thị trường: Chúng phát đi những tín hiệu có tác dụng kích thích, hướng dẫn
người tiêu dùng và người sản xuất thích nghi, điều chỉnh hành vi của họ theo
tiến triển của thị trường. Tiếp theo, chúng ta phân chia các hàng hóa và dịch
vụ thành hai loại lớn:
(i) Các HH&DV có thể đem
ra mua bán, trao đổi trên thị trường quốc tế được, có người chấp nhận mua chúng
dù chúng có thể được tiêu thụ trong nước hay xuất khẩu, gọi chung là các hàng
hóa và dịch vụ thương mại quốc tế được (tradable goods).
(ii) Các HH&DV không thể
đem ra mua bán, trao đổi trên thị trường quốc tế được, gọi tắt là các hàng hóa
và dịch vụ không thương mại quốc tế được (non - tradable goods). Đây là những
hàng hóa và dịch vụ chỉ có thể tiêu dùng trong nước do nhiều lý do, như không
thể vận chuyển ra nước ngoài được (nhà cửa bất động sản, dịch vụ cắt tóc gội
đầu...) hoặc có thể vận chuyển ra nước ngoài nhưng hoàn toàn không thể tìm được
người mua trên thị trường quốc tế (xi
măng, sắt thép, bàn ghế... có chất lượng kém, không tìm được người chấp nhận
mua dù người bán sẵn sàng bán với giá rất rẻ)...
Tỷ giá thực là giá tương đối
của HH&DV thương mại quốc
tế được so với HH&DV
không thương mại quốc tế được. Về toán học, nó được xác định theo công thức:
trong đó RER là tỷ giá thực, Pt và Pnt lần lượt là
giá hàng hoá và dịch vụ thương mại và không thương mại quốc tế được, cả hai giá
này đều được tính bằng tiền nội địa.
Trên thực tế, rất khó để phân biệt HH&DV thương mại và không thương
mại quốc tế được. Do đó người ta coi HH&DV thương mại quốc tế được là
HH&DV xuất nhập khẩu hay HH&DV được mua bán trên thị trường quốc tế,
tính theo giá quốc tế; còn HH&DV không thương mại quốc tế được hiểu là
HH&DV sản xuất và sử dụng trong nước, tính theo giá trong nước. Như vậy RER
chính là chỉ tiêu so sánh giá quốc tế và giá trong nước. Nếu RER =100 (%) thì
giá cả trong nước bằng giá cả trên thị trường quốc tế, tức là sức cạnh tranh
của hàng trong nước ngang với hàng nước ngoài; do đó không có nhu cầu xuất nhập
khẩu xuất phát từ chênh lệch giá giữa trong và ngoài nước. Tỷ giá thực này được
gọi là tỷ giá thực cân bằng. Khi RER giảm xuống dưới mức tỷ giá thực cân bằng, giá
HH&DV trong nước sẽ cao hơn so với giá quốc tế, dẫn tới khuyến khích nhập
khẩu. Đây là trường hợp có sự đánh giá cao giá trị đồng tiền quốc gia so với
các đồng tiền nước ngoài hay là có hiện tượng đánh giá cao tỷ giá thực.
Ngược lại một sự tăng lên của tỷ giá thực sẽ tương ứng với giá hàng xuất
nhập khẩu tăng nhanh hơn giá hàng mua bán trên thị trường nội địa, kéo theo
tăng sức cạnh tranh của nền kinh tế. Khi đó tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu sẽ tăng
lên trong khi tỷ lệ tăng trưởng nhập khẩu giảm đi. Vốn, lao động và các nguồn
lực khác sẽ bị thu hút vào khu vực làm hàng xuât khẩu và thay thế nhập khẩu,
làm sản xuất của khu vực này tăng lên nhanh hơn so với tỷ lệ tăng trưởng chung
của cả nền kinh tế. Ngược lại, khi đồng tiền trong nước bị đánh giá cao, giá
hàng nội địa sẽ tăng nhanh hơn giá hàng xuất nhập khẩu, ảnh hưởng tiêu cực tới
xuất khẩu trong khi lại khuyến khích nhập khẩu. Vốn, lao động và các nguồn lực
khác sẽ bị thu hút vào khu vực sản xuất tự cung tự cấp, giảm sản xuất trong khu
vực làm hàng xuât khẩu và thay thế nhập khẩu. Như vậy, biến động của tỷ giá
thực có ảnh hưởng rất lớn tới thay đổi cơ cấu sản xuất và hệ thống giá nội địa,
và chính vì vậy mà chính sách tỷ giá luôn luôn là điểm trọng tâm trong các
chương trình ổn định kinh tế và điều chỉnh cơ cấu do các tổ chức tài chính quốc
tế chủ trương.
Tử số của công thức trên có thể được viết thành Pi = EER* Pi,
trong đó Pi là giá tính theo ngoại tệ của các hàng hoá và dịch vụ
thương mại quốc tế được, thường được xác định theo giá thế giới. Từ đây, ta có:
RER = EER * Pi / Pnt (3). Tuy nhiên, thay vì dùng công
thức (3), người ta thường sử dụng công thức xấp xỉ sau: RER = EER * Pe
/ Pd (4), trong đó Pd là chỉ số giá nội địa, đại diện cho
giá hàng hoá và dịch vụ không thương mại quốc tế được, và Pe là chỉ
số giá HH&DV trung bình của các nước bạn hàng. Pd và Pe
có thể là chỉ số giá tiêu dùng hoặc chỉ số giá GDP. Theo công thức trên, nếu tỷ
giá danh nghĩa không đổi, nhưng giá thế giới tăng 5% và mặt bằng giá trong nước
tăng 15% thì tỷ giá thực sẽ giảm 8,7% (105%/115%-100=-8,7%). Khi đó đồng tiền nội
địa sẽ được xem là bị đánh giá cao 8,7% so với thời điểm trước mặc dù tỷ giá
danh nghĩa không thay đổi.
2. Xác định những nhân tố chính tác động
tới kim ngạch nhập khẩu
2.1. Ước lượng tỷ giá thực
2.1.1. Nguồn số liệu
a) Số nước bạn hàng chính: Như
mô hình lý thuyết đã chỉ ra, các nhân tố chính tác động tới kim ngạch nhập khẩu
hàng hóa của nước ta gồm các nhân tố trong nước và ngoài nước. Các nhân tố
trong nước gồm tổng cầu nội địa và các thành phần của nó, chỉ số giá tiêu dùng
trong nước… Các nhân tố có liên quan đến nước ngoài gồm các tỷ giá song phương
giữa đồng tiền trong nước với các đồng tiền của các nước bạn hàng chính, chỉ số
giá tiêu dùng ở các nước bạn hàng chính, kim ngạch xuất khẩu và nhập khẩu của
nước ta với các nước bạn hàng chính… Chúng tôi chọn ra 20 nước và nền kinh tế
có tỷ trọng ngoại thương của nước ta với các nước đó lớn nhất, bao gồm Hoa Kỳ, Pháp,
Nhật Bản, Đức, Ô-xtrây-li-a, Ai-len, Ma-lai-xi-a, Thái
Lan, Phi-li-pin, Trung Quốc, Xin-ga-po, Hàn Quốc, Hồng Kông, Ấn Độ, Ả rập Xê út, Liên bang Nga, Bra-xin, I-ta-li-a, Cô-oét. Các
nước này chiếm 75-80% tổng kim ngạch xuất và nhập khẩu của cả nền kinh tế nước
ta. Phần còn lại được gộp chung thành nước thứ 21.
b) Nguồn số liệu: Các số liệu
để ước lượng mô hình xác định nhập khẩu được lấy từ các nguồn: (i) Các số liệu
quốc tế gồm chỉ số giá tiêu dùng ở các nước bạn hàng chính và các tỷ giá song
phương giữa đồng tiền trong nước với các đồng tiền của các nước bạn hàng chính
được lấy từ “Thống kê tài chính quốc tế” và trang web của Quỹ Tiền tệ quốc tế
(imf.org); (ii) Kim ngạch xuất nhập khẩu giữa nước ta và các nước bạn hàng được
lấy từ Niên giám thống kê hàng năm và trang web của Tổng cục thống kê
(gso.gov.vn); (iii) Tổng cầu và các thành phần của tổng cầu, chỉ số giá tiêu
dùng và các chỉ tiêu trong nước khác được lấy từ Niên giám thống kê hàng năm và
trang web của Tổng cục thống kê (gso.gov.vn); (iv) Một số số liệu các nguồn
trên không có được lấy từ cơ sở dữ liệu của Ngân hàng phát triển châu Á
(adb.org) và sách Asian Development Outlook (ADO) xuất bản hàng năm.
Dưới đây chúng ta sẽ ước lượng mô hình và trên cơ sở đó xác định các nhân
tố giải thích tiến triển nhập khẩu ở Việt Nam giai đoạn 2000-2020. Chúng ta sẽ ước tính tỷ giá thực cho nền kinh
tế nước ta trong giai đoạn từ năm 1992 đến nay theo công thức (4). Việc chọn
năm 2010 làm năm mốc dựa trên ý kiến của nhiều chuyên gia, cho rằng tại thời
điểm đó, nền kinh tế nước ta đã bắt đầu đi vào giai đoạn phát triển cân bằng;
tỷ giá thực năm 2010 do đó được xem như là tỷ giá thực cân bằng.
2.1.2. Ước lượng tỷ giá thực
Quá trình ước lượng tỷ giá thực
được thực hiện theo 3 bước sau:
a)
Bước 1: Tính chỉ số giá trung bình của các nước bạn hàng P*
Công thức xác định chỉ số giá trung bình của các nước bạn hàng của ta
như sau:
(5)
trong
đó Pi là chỉ số giá tiêu dùng của nước bạn hàng thứ i, Sk
là các trọng số, đại diện bằng tỷ trọng xuất nhập khẩu của ta thực hiện với
nước i trong tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của nước ta. Các số Pi
được lấy từ "Thống kê tài chính quốc tế” xuất bản hàng năm của Quỹ Tiền tệ
quốc tế. Dưới đây là bảng chỉ số giá tiêu dùng của các bạn hàng chính từ năm 2000
đến.
Bảng 1: Chỉ số giá tiêu dùng của các bạn hàng chính, năm 2010=100%
|
Tên nước |
2000 |
2005 |
2010 |
2015 |
2016 |
2017 |
2018 |
2019 |
2020 |
|
Ma-lai-xi-a |
80,52 |
87,77 |
100 |
112,79 |
115,15 |
119,61 |
120,66 |
121,46 |
120,08 |
|
In-đô-nê-xi-a |
44,02 |
68,68 |
100 |
132,3 |
136,97 |
142,18 |
146,73 |
151,18 |
154,08 |
|
Phi-li-pin |
63,65 |
78,67 |
100 |
115,43 |
116,88 |
120,21 |
126,48 |
129,61 |
133,03 |
|
Xin-ga-po |
85,2 |
87,95 |
100 |
113,22 |
112,62 |
113,27 |
113,76 |
114,41 |
114,2 |
|
Thái lan |
77,35 |
86,57 |
100 |
110,34 |
110,55 |
111,29 |
112,47 |
113,27 |
112,3 |
|
Cô-oét |
69,94 |
76,1 |
100 |
118,13 |
121,91 |
124,56 |
125,23 |
126,6 |
129,26 |
|
Hồng kông |
95,88 |
89,52 |
100 |
122,94 |
125,9 |
127,77 |
130,84 |
134,59 |
134,98 |
|
Hàn quốc |
73,11 |
86,15 |
100 |
109,83 |
110,89 |
113,05 |
114,72 |
115,16 |
115,77 |
|
Nhật Bản |
102,66 |
100,41 |
100 |
103,6 |
103,48 |
103,96 |
104,98 |
105,48 |
105,46 |
|
Trung quốc |
80,97 |
86,51 |
100 |
114,92 |
117,22 |
119,09 |
121,56 |
125,08 |
128,11 |
|
Nga |
30,76 |
61,45 |
100 |
151,53 |
162,2 |
168,18 |
173,02 |
180,75 |
186,86 |
|
Pháp |
84,39 |
92,76 |
100 |
105,58 |
105,77 |
106,86 |
108,84 |
110,05 |
110,57 |
|
Đức |
85,7 |
92,46 |
100 |
107,2 |
107,73 |
109,35 |
111,25 |
112,85 |
113,43 |
|
Ai-len |
78,36 |
93,14 |
100 |
104,71 |
104,72 |
105,08 |
105,59 |
106,58 |
106,23 |
|
Bra-xin |
52,53 |
79,54 |
100 |
138,39 |
150,48 |
155,67 |
161,37 |
167,4 |
172,77 |
|
Ả rập Xê út |
76,69 |
77,25 |
100 |
116,62 |
119,03 |
118,03 |
120,93 |
118,4 |
122,48 |
|
Mỹ |
78,97 |
89,56 |
100 |
108,7 |
110,07 |
112,41 |
115,16 |
117,24 |
118,69 |
|
Ô-xtrây-li-a |
74,38 |
86,34 |
100 |
112,04 |
113,48 |
115,69 |
117,9 |
119,8 |
120,81 |
|
Ấn Độ |
54,34 |
66,04 |
100 |
148,6 |
155,95 |
159,83 |
167,6 |
180,44 |
154,08 |
|
I-ta-li-a |
80,71 |
90,97 |
100 |
107,5 |
107,4 |
108,71 |
109,95 |
110,62 |
110,47 |
|
Các
nước khác |
73,51 |
83,89 |
100 |
117,72 |
120,42 |
122,74 |
125,45 |
128,05 |
128,18 |
|
Chỉ
số giá trung bình P* |
80,91 |
87,34 |
100 |
114,05 |
115,64 |
117,92 |
120,64 |
122,99 |
123,71 |
Nguồn: Thống kê Tài chính quốc tế 2020, IMF
Các số liệu về Si được tính từ các bảng số liệu xuất nhập
khẩu phân theo nước và vùng lãnh thổ trong Niên giám Thống kê do Tổng cục Thống
kê nước ta xuất bản hàng năm. Si được tính qua các năm, ví dụ năm 2019,
tỷ trọng giá trị xuất nhập khẩu của ta thực hiện với Ma-lai-xi-a là 2,2%, In-đô-nê-xi-a
1,8%, Phi-li-pin 1,05%, Singapore 1,45%, Thái Lan 3,36%, Hàn quốc 13,25%, Hồng
kông 1,68%, Nhật bản 7,95%, Trung Quốc 23,22%, Nga 0,89%, Cô-oét 0,71%, Đức
2,04%, Ai-len 0,53%, Pháp 1,07%, Mỹ 15,04%, Australia 1,58%, Ấn Độ 2,23%,
Braxin 0.97%, I-ta-li-a 1.06%, Ả-rập-xê-út 0,3% và các nước còn lại 17,61%. Từ
các số liệu Pi và Si, chúng ta tính được chỉ số giá trung
bình của các nước bạn hàng của ta (P*) ở dòng cuối cùng của bảng.
b) Bước 2: Xác định tỷ giá danh nghĩa bình quân của các nước bạn hàng
EER
Tỷ
giá danh nghĩa ở nước ta gồm tỷ giá giữa đồng tiền Việt Nam với đồng đô la Mỹ
và với các loại ngoại tệ của các nước bạn hàng khác. Tỷ giá giữa đồng tiền Việt
Nam với đồng đô la Mỹ được công bố rộng rãi hàng năm trong khi không có các số
liệu về tỷ giá giữa đồng Việt Nam với các đồng tiền khác. Tuy nhiên, chúng ta
có thể tính chúng thông qua sử dụng tỷ giá giữa các đồng tiền khác với đồng đô
la theo công thức sau, ví dụ cho đồng Euro châu Âu: ERvn-eu = ERvn-usd / EReu-usd
(5), trong đó ERvn-eu là tỷ giá đồng tiền Việt so với 1 đồng Euro, ERvn-usd là
tỷ giá đồng tiền Việt Nam so với 1 USD và EReu-usd là tỷ giá đồng Euro so với 1
USD. Công thức trên được xây dựng từ nguyên lý hài hòa tam giác giữa ba tỷ giá
trong thị trường ngoại hối quốc tế. Dưới đây là bảng tỷ giá giữa đồng tiền của
các bạn hàng chính với đồng Việt Nam đồng.
Bảng 2: Tỷ giá
giữa đồng tiền của các bạn hàng chính với đồng Việt Nam đồng
|
STT |
|
Đơn vị tiền tệ |
2000 |
2005 |
2010 |
2015 |
2016 |
2017 |
2018 |
2019 |
2020 |
|
1
|
Malaixia |
Ringgit |
3758 |
4215 |
6328 |
5241 |
5082 |
5620 |
5613 |
5671 |
5498 |
|
2
|
Inđônêxia |
Rupiah |
1 |
2 |
2 |
2 |
2 |
2 |
2 |
2 |
2 |
|
3
|
Philipin |
Peso |
286 |
300 |
447 |
479 |
459 |
454 |
442 |
458 |
466 |
|
4
|
Singapo |
SGD |
8237 |
9575 |
15203 |
15896 |
15694 |
16981 |
17010 |
17224 |
16745 |
|
5
|
Thai
lan |
Baht |
329 |
389 |
650 |
623 |
640 |
697 |
718 |
779 |
737 |
|
6
|
Bra-xin |
BRL |
7362 |
6782 |
11755 |
5694 |
7006 |
6848 |
5994 |
5792 |
4480 |
|
7
|
Hồng
kông |
HK$ |
1831 |
2052 |
2507 |
2900 |
2935 |
2907 |
2961 |
2973 |
2978 |
|
8
|
Hàn
quốc |
Won |
11 |
16 |
17 |
19 |
19 |
21 |
21 |
20 |
18 |
|
9
|
Nhật
Bản |
Yên |
114 |
118 |
81 |
120 |
117 |
113 |
109 |
109 |
225 |
|
10 |
Trung
Quốc |
Yuan |
1723 |
1972 |
2967 |
3423 |
3264 |
3486 |
3376 |
3328 |
3348 |
|
11 |
Nga |
Rup |
502 |
554 |
638 |
308 |
372 |
394 |
331 |
373 |
321 |
|
12 |
I-ta-li-a |
EUR |
13457 |
18852 |
26083 |
24436 |
23921 |
27214 |
26605 |
25955 |
26380 |
|
13 |
Đức |
EUR |
13457 |
18852 |
26083 |
24436 |
23921 |
27214 |
26605 |
25955 |
26380 |
|
14 |
Ai-len |
EUR |
13457 |
18852 |
26083 |
24436 |
23921 |
27214 |
26605 |
25955 |
26380 |
|
15 |
Pháp |
EUR |
13457 |
18852 |
26083 |
24436 |
23921 |
27214 |
26605 |
25955 |
26380 |
|
16 |
Cô-oét |
KWD |
46789 |
54483 |
69331 |
74056 |
74467 |
75388 |
76478 |
76462 |
75306 |
|
17 |
Australia |
AU$ |
7974 |
11659 |
19841 |
16327 |
16457 |
17679 |
16342 |
16232 |
15895 |
|
18 |
Hoa
Kỳ |
USD |
14280 |
15909 |
19489 |
22476 |
22757 |
22707 |
23188 |
23168 |
23100 |
|
19 |
Ấn
Độ |
INR |
306 |
354 |
437 |
340 |
335 |
356 |
333 |
325 |
312 |
|
20 |
Ả
rập xê út |
SAR |
3807 |
4242 |
5197 |
5991 |
6068 |
6055 |
6182 |
6178 |
6156 |
Nguồn: Thống kê Tài chính quốc tế, 2020, IMF
Từ
các số liệu trong bảng, kết hợp với chỉ số tỷ giá danh nghĩa giữa đồng tiền
Việt Nam và đồng đô la Mỹ, chúng ta tính được chỉ số tỷ giá trung bình của các
đồng tiền trên đối với đồng tiền Việt Nam với trọng số là tỷ trọng giá trị xuất
nhập khẩu của ta thực hiện với các nước tương ứng.
Bảng 3: Chỉ số Si*Eri
qua các năm 2000-2020
|
Nước |
2000 |
2005 |
2010 |
2015 |
2016 |
2017 |
2018 |
2019 |
2020 |
|
Cô -oét |
0,257 |
0,419 |
0,256 |
0,071 |
0,057 |
0,092 |
0,633 |
0,787 |
0,646 |
|
Indonesia |
1,352 |
1,261 |
2,128 |
1,285 |
1,286 |
1,22 |
1,354 |
1,391 |
1,131 |
|
Ai-len |
0,036 |
0,049 |
0,099 |
0,114 |
0,306 |
0,376 |
0,424 |
0,522 |
0,788 |
|
Malaysia |
1,584 |
2,192 |
3,505 |
1,963 |
2,004 |
2,181 |
2,19 |
1,972 |
1,599 |
|
Đức |
1,758 |
1,819 |
2,619 |
2,552 |
2,371 |
2,413 |
2,339 |
2,03 |
1,861 |
|
Philippin |
1,148 |
1,004 |
1,532 |
0,953 |
0,987 |
0,980 |
0,999 |
1,078 |
1,017 |
|
Xingapo |
6,448 |
5,805 |
3,961 |
2,966 |
2,175 |
2,243 |
1,864 |
1,642 |
1,363 |
|
Thái Lan |
1,992 |
2,788 |
4,319 |
3,353 |
3,622 |
4,028 |
4,152 |
4,031 |
3,326 |
|
Hàn Quốc |
4,558 |
5,564 |
8,180 |
12,26 |
13,879 |
18,331 |
16,919 |
15,256 |
12,924 |
|
Hồng Kông |
2,218 |
1,87 |
1,479 |
2,923 |
2,603 |
2,592 |
2,406 |
1,995 |
2,527 |
|
Nhật Bản |
22,757 |
17,596 |
10,659 |
12,767 |
12,545 |
11,303 |
10,953 |
10,626 |
20,184 |
|
Trung Hoa |
5,67 |
8,738 |
17,791 |
23,254 |
23,208 |
26,707 |
26,078 |
26,041 |
27,668 |
|
Ấn Độ |
0,524 |
0,809 |
1,753 |
1,215 |
1,219 |
1,518 |
1,747 |
1,654 |
1,27 |
|
Ả Rập |
0,0698 |
0,143 |
0,474 |
0,577 |
0,533 |
0,49 |
0,462 |
0,362 |
0,346 |
|
Nga |
0,948 |
1,272 |
1,164 |
0,322 |
0,469 |
0,531 |
0,509 |
0,522 |
0,449 |
|
Bra-xin |
0,051 |
0,0896 |
0,659 |
0,572 |
0,533 |
0,546 |
0,485 |
0,479 |
0,332 |
|
I-ta-ly |
0,665 |
0,789 |
1,147 |
1,229 |
1,261 |
1,107 |
1,022 |
1,05 |
0,862 |
|
Pháp |
1,224 |
1,1458 |
1,314 |
1,209 |
1,117 |
1,177 |
1,124 |
1,062 |
0,897 |
|
Hoa Kỳ |
2,669 |
7,980 |
11,462 |
14,517 |
16,137 |
14,344 |
15,372 |
17,877 |
19,827 |
|
Úc |
2,092 |
2,726 |
2,640 |
1,242 |
1,290 |
1,395 |
1,367 |
1,295 |
1,224 |
c) Bước 3: Xác định tỷ giá thực RER
Từ
các chỉ số tính toán ở trên, được tổng hợp lại trong bảng 3, chúng ta tính tỷ
giá thực nước ta theo công thức lý thuyết (4) nêu trên. Kết quả được ghi trong
cột cuối của bảng 4. Theo kết quả tính toán, nếu lấy năm 2010 làm năm gốc, thì
đồng tiền nước ta bị phá giá tỷ giá thực cao nhất là khoảng 28,98% năm 2003 và khoảng
26,39% năm 2001 so với năm gốc 2010 do lạm phát trung bình của các nước bạn
hàng cao hơn nước ta hoặc do tính trung bình các đồng tiền các nước bạn hàng
mất giá so với đồng đô la cao hơn nước ta. Tuy nhiên, trong giai đoạn từ năm
2017 đến nay, đồng tiền nước ta lại bị định giá cao tỷ giá thực khoảng 14-18%
so với đồng tiền chung của các nước bạn hàng.
Bảng
4: Các chỉ số để xác định tỷ giá thực (năm 2010 = 100%)
|
Năm |
CPI Việt Nam |
Tỷ giá danh nghĩa đa phương |
Tỷ giá thực |
|
2000 |
48,09 |
71,56 |
118,09 |
|
2001 |
47,88 |
75,17 |
126,39 |
|
2002 |
49,72 |
76,35 |
126,24 |
|
2003 |
51,32 |
79,18 |
128,98 |
|
2004 |
55,3 |
79,79 |
123,21 |
|
2005 |
59,88 |
80,71 |
117,76 |
|
2006 |
64,33 |
84,58 |
117,87 |
|
2007 |
69,69 |
86,92 |
114,92 |
|
2008 |
85,81 |
87,38 |
98,54 |
|
2009 |
91,57 |
94,22 |
100,26 |
|
2010 |
100 |
100 |
100 |
|
2011 |
118,68 |
105,11 |
92,16 |
|
2012 |
129,47 |
107,69 |
105,19 |
|
2013 |
138,01 |
110,33 |
113,33 |
|
2014 |
143,64 |
108,55 |
117,09 |
|
2015 |
144,55 |
107,39 |
121,71 |
|
2016 |
148,41 |
106,61 |
120,09 |
|
2017 |
153,63 |
112,49 |
86,31 |
|
2018 |
159,07 |
110,32 |
83,63 |
|
2019 |
163,52 |
109,54 |
82,36 |
|
2020 |
168,78 |
118,72 |
86,98 |
2.2. Kiểm
định tính dừng của các chuỗi và mô hình lượng kinh tế lượng thực nghiệm dự kiến
2.2.1. Danh sách các biến sử dụng trong mô hình thực nghiệm
Để dễ nhận dạng, chúng tôi sử dụng các ký tự viết tắt thông dụng thay cho
các biến mô tả trong các phương trình lý thuyết trên. Căn cứ danh sách các biến
trong mô hình hỗn hợp nêu trên, chúng tôi chọn các biến sử dụng trong mô hình
thực nghiệm giải thích tiến triển của nhập khẩu ở Việt Nam giai đoạn 2000-2020
như sau: IM: Kim ngạch nhập khẩu, tính bằng triệu đô la Mỹ; EX: Kim ngạch xuất
khẩu, tính bằng triệu đô la Mỹ; GDP: Tổng sản phẩm trong nước, tính bằng tỷ
đồng; giá cố định; CO: Tiêu dùng của khu vực dân cư, giá cố định; IN: Đầu tư
của khu vực dân cư, giá cố định; RER: Tỷ giá thực; P: Chỉ số giá tiêu dùng
trong nước; P*: Chỉ số giá tiêu dùng tính trung bình cho 20 nước bạn hàng chính
và phần còn lại; EER: Chỉ số tỷ giá danh nghĩa đa phương của Việt Nam đồng với
đồng tiền của 20 nướcbạn hàng chính và phần còn lại.
Khi dùng các biến trên dưới dạng sai phân, thì tên các biến sai phân của
mỗi biến là tên của biến tương ứng trong mô hình nhưng có thêm chữ D phía
trước. Ví dụ đối với biến IM, khi dùng dưới dạng sai phân, ký hiệu biến sai
phân của IM sẽ là DIM, điều này có nghĩa là: DIM = ∆IM = IM(t) – IM(t-1), với t
là ký hiệu chỉ năm thứ t; t-1 tương ứng là năm trước năm t, tức là năm thứ t-1.
2.2.2. Kiểm định tính dừng của các chuỗi số
Theo nguyên lý của kinh tế lượng, kiểm định tính dừng của các chuỗi là
không thể thiếu đối với tất cả các chuỗi số đưa vào mô hình hồi quy sử dụng
phương pháp ước lượng bình phương cực tiểu nguyên gốc vì phương pháp này chỉ có
giá trị áp dụng đối với các chuỗi dừng (stationnarity). Trong mô hình này,
chúng tôi sử dụng kiểm định “Augmented Dickey – Fuller”, gọi tắt là ADF và kiểm
định “Phillips – Perron”, gọi tắt là PP để kiểm định tính dừng của các chuỗi số
nêu trên.
Các kết quả kiểm định được thực hiện trên phần mềm EVIEWS cho thấy: (i)
Tất cả các biến IM, EX, GDP, CO, IN, RER, P, P* và EER được sử dụng theo giá
trị nguyên gốc đều không dừng theo cả hai kiểm định trên. Riêng biến RER dừng ở
ngưỡng 10% theo kiểm định PP, tức là có độ tin cậy rất thấp. Như vậy, không thể
ước lượng mô hình dưới dạng hàm tuyến tính nguyên gốc. (ii) Phần lớn các biến
IM, EX, GDP, CO, IN, RER, P, P* và EER được sử dụng theo dạng logarit đều không
dừng theo cả hai kiểm định trên; do đó cũng không thể ước lượng mô hình dưới
dạng hàm logarit. (iii) Tuy nhiên, hầu hết các biến trên đều trở thành chuỗi
dừng ở mức sai phân bậc 1 với ngưỡng 1%; chỉ có một số về cầu (GDP, CO, IN)
dừng ở mức sai phân bậc 1 với ngưỡng 5-10%. Như vậy, nếu chuyển mô hình lý
thuyết nguyên gốc nêu trên với các biến theo định nghĩa thông thường thành mô
hình với tất cả các biến sai phân là các biến động của chúng (sai phân bậc 1),
thì có thể áp dụng trực tiếp phương pháp bình phương cực tiểu nguyên gốc để ước
lượng mô hình.
2.2.3. Mô hình thực nghiệm để ước lượng
Trước tiên chúng ước lượng mô hình dạng tổng quát là phương trình IM= f
(GDP, RER, EX). Vì các chuỗi số dừng ở bậc 1 nên trong mô hình thực nghiệm để
ước lượng, chúng ta sẽ thay giá trị của các chuỗi số trên bằng sai phân bậc 1
của chúng, khi đó, mô hình hỗn hợp để ước lượng sẽ là phương trình sau: DIM =
C(1).DGDP + C(2).DRER + C(3).DEX + C(4) ; với mong muốn dấu của C(1) và C(3)
thu được sau quá trình ước lượng là dương (+) vì gia tăng thu nhập trong nước
(GDP) và gia tăng thu nhập ngoại tệ từ xuất khẩu (EX) sẽ tạo điều kiện làm tăng
kim ngạch xuất khẩu. Ngược lại, dấu của C(2), thu được sau quá trình ước lượng
phải âm (-) vì khi tỷ giá thực tăng lên, nội tệ sẽ mất giá so với ngoại tệ, làm
tăng sức cạnh tranh về giá của hàng hóa sản xuất trong nước, dẫn tới giảm nhu
cầu nhập khẩu và sử dụng hàng hóa sản xuất trong nước thay thế.
Tuy nhiên, trong thực tế ước lượng, theo J. Whitley (1994), biến thời
gian thường được đưa vào các phương trình xác định ngoại thương, trong đó có
phương trình nhập khẩu vì nó có tác dụng giải thích thành phần xu thế hay tỷ
trọng xu thế của nhập khẩu mà các biến chính không giải thích được. Cũng theo
J. Whitley, trong phương trình nhập khẩu, hệ số ước lượng của biến thời gian có
giá trị dương vì kinh nghiệm thực tế cho thấy nhập khẩu có xu hướng tăng nhanh
hơn so với phần được các biến độc lập hay biến chính giải thích. Điều này cũng
phù hợp với Việt Nam trong hai thập kỷ vừa qua vì đây là giai đoạn Việt Nam
nhập khẩu vốn nước ngoài nên nhập khẩu tăng lên nhanh và cán cân thương mại âm
trong khoảng thời gian rất dài.
Thực tế cũng được J. Whitley chỉ ra là khi đưa thêm biến thời gian vào
phương trình nhập khẩu, chất lượng phương trình được cải thiện rõ rệt, ý nghĩa
thống kê của các hệ số co giãn của cầu nội địa hay tỷ giá thực đều tăng lên so
với khi không có biến thời gian. Vì vậy, trong một số trường hợp, chúng tôi sẽ
đưa thêm biến thời gian (ký hiệu là T) vào phương trình nhập khẩu thực nghiệm.
Khi đó phương trình nhập khẩu thực nghiệm sẽ là
DIM = C(1).DGDP +
C(2).DRER + C(3).DEX + C(4) + C(5).T
2.3. Ước
lượng kinh tế lượng mô hình hỗn hợp xác định các nhân tố chính giải thích tiến
triển của nhập khẩu
2.3.1. Ước lượng mô hình thực nghiệm nguyên
gốc
Mô hình thực nghiệm dưới đây được ước lượng theo phương pháp bình phương
cực tiểu nguyên gốc. Do chuỗi quan sát tương đối ngắn (20 quan sát từ 2001 đến
2020) nên chúng ta bắt đầu bằng việc ước lượng mô hình hỗn hợp nguyên gốc nói
trên mà không có biến trễ. Bảng 5 trình bày những kết quả chính thu được sau
khi ước lượng. Biến phụ thuộc là DIM, các biến độc lập được thể hiện trong cột
đầu tiên bảng.
Bảng 5:
Kết quả ước lượng mô hình không có biến trễ (2001-2020)
|
Tên biến |
Hệ số ước lượng |
Phương trình 1 |
Phương trình 2 |
Phương trình 3 |
Phương trình 4 |
Phương trình 5 |
|
DGDP |
C(1) |
0.0142 (0.494) |
0.0162 (1.097) |
|
|
|
|
DRER |
C(2) |
-209.66** (-1.790) |
-208.08** (-1.858) |
-162.70** (-1.341) |
-212.00** (-1.853) |
-183.41** (-1.663) |
|
DEX |
C(3) |
0.7306*** (5.267) |
0.7287*** (5.494) |
0.930*** (5.292) |
0.772*** (7.109) |
0.856*** (13.291) |
|
Hằng số C |
C(4) |
262.247 (0.079) |
- |
3006.95 (1.455) |
1653.57 (0.968) |
- |
|
Biến thời gian T |
C(5) |
|
|
-323.05 (-1,140) |
|
|
|
R2 |
|
0.827 |
0.827 |
0.838 |
0.824 |
0.815 |
|
R2 điều chỉnh |
|
0.795 |
0.807 |
0.807 |
0.804 |
0.804 |
|
Thống
kê DW |
|
2.119 |
2.111 |
2.008 |
2.105 |
1.858 |
|
Thống kê F |
|
25.487 |
- |
27.491 |
39.882 |
- |
Chú thích: Các
thống kê T-student của mỗi hệ số ước lượng được viết trong ngoặc và dưới hệ số
tương ứng. Ký hiệu *, ** và *** để chỉ hệ số có ý nghĩa thống kê ở các ngưỡng
lần lượt là 10%, 5% và 1%.
Trong bảng 5, chúng tôi chỉ trình bày 5 kết quả ước lượng chính mặc dù
trong thực tế đã thực hiện nhiều thử nghiệm khác. Hai phương trình đầu có đầy
đủ các biến chính và có hoặc không có hằng số cố định C. Kết quả cho thấy biến
DGDP và hằng số C đều không có ý nghĩa. Nếu bổ sung biến thời gian T thì kết
quả cũng tương tự. Đặc biệt các ước lượng đều cho thấy biến DGDP hoàn toàn
không có ý nghĩa giải thích biến động của nhập khẩu (DIM). Do vậy trong các
phương trình 3, 4 và 5, biến DGDP bị loại ra khỏi mô hình thực nghiệm. Tuy
nhiên, các kết quả ước lượng đều cho thấy các biến DRER và DEX đều có ý nghĩa
giải thích rất cao trong mô hình, trong đó DEX có ý nghĩa thống kê ở ngưỡng 1%
và DRER có ý nghĩa thống kê ở ngưỡng 5%. Dấu của các hệ số ước lượng đều phù
hợp với mong đợi (dấu của DEX dương và dấu của DRER âm). Điều này khẳng định
hai biến kim ngạch xuất khẩu và tỷ giá thực chắc chắn là những nhân tố tham gia
giải thích biến động của nhập khẩu. Mặt khác, chất lượng giải thích của các
phương trình này khá tốt vì hệ số xác định R2 khá cao, trong khi
thống kê DW và thống kê F đều ở các mức hợp lý. Do đó các biến kim ngạch xuất
khẩu và tỷ giá thực cần được giữ lại trong mô hình.
Các phương trình 3, 4 và 5 được ước lượng khi không có biến DGDP. Kết quả
cho thấy hằng số C và biến thời gian T đều không có ý nghĩa giải thích; dấu của
biến T trái với mong đợi; chất lượng các phương trình đều không được cải thiện
nên chúng cũng bị loại ra khỏi mô hình. Phương trình thực nghiệm nguyên gốc
chấp nhận được cuối cùng là phương trình 5. Trong phương trình này, chỉ còn duy
nhất 2 biến DRER và DEX. Đây là phương trình khá tốt và có thể chấp nhận để sử
dụng.
2.3.2. Ước lượng mô hình thực nghiệm nguyên gốc với các biến trễ
Kết quả ước lượng mô hình thực nghiệm nguyên gốc cho thấy chỉ có hai biến
DRER và DEX tham gia giải thích biến động của nhập khẩu; biến tổng cầu trong
nước DGDP không tham gia giải thích biến động của nhập khẩu. Điều này không phù
hợp với lý thuyết thương mại quốc tế. Để tính đến vai trò của biến này, chúng
ta cần nghiên cứu điều chỉnh mô hình. Để làm việc này, chúng ta phải quay lại
nghiên cứu hoạt động kinh tế và hoạt động nhập khẩu của Việt Nam trong thời kỳ
ước lượng mô hình 2001-2020. Thực tiễn ở Việt Nam thời kỳ này cho thấy đất nước
vẫn đang trong thời kỳ chuyển đổi kinh tế, từ cơ chế kinh tế kế hoạch hóa tập
trung chuyển sang kinh tế thị trường, do đó các luật lệ, thủ tục hành chính,
thanh toán quốc tế và kiểm tra hải quan còn chưa đồng bộ, thống nhất, dẫn đến
những khó khăn, vướng mắc cho người kinh doanh hàng nhập khẩu. Vì vậy, dù cầu
trong nước đã xuất hiện, nhưng nhập khẩu được thực hiện chậm hơn, tức là giữa
cầu trong nước và nhập khẩu có thể có khoảng thời gian trễ nhất định. Tương tự
như vậy, xuất khẩu cũng có thể có tác động, ảnh hưởng trễ tới nhập khẩu do muốn
nhập khẩu thì phải có ngoại tệ thu được từ hoạt động xuất khẩu hoặc từ hoạt
động đầu tư nước ngoài, nhưng cũng do những vướng mắc trên, nhất là thủ tục
thanh toán quốc tế và khâu giải ngân vốn đầu tư nên ảnh hưởng này cũng có thể
có độ trễ nhất định. Ngoài ra, theo kinh nghiệm quốc tế, tác động của điều
chỉnh tỷ giá thực cũng thường tác động chậm trễ tới nền kinh tế sau 18 tháng
đến 2 năm, trong khi tới nhập khẩu khoảng 1 năm. Nguyên nhân là do sau mỗi lần
điều chỉnh tỷ giá đều có vấn đề chuyển đổi cơ cấu kinh tế nên phải có độ trễ để
nền kinh tế có thời gian sắp xếp, điều chỉnh lại. Điều này trong kinh tế học
được gọi là nguyên lý đường cong J.
Từ các lập luận trên, việc đưa các biến trễ vào mô hình thực nghiệm để
kiểm định là cần thiết. Mô hình thực nghiệm nguyên gốc với các biến trễ là mô
hình gốc nêu trên, nhưng có thêm một hoặc một số biến trễ. Chúng tôi đã thử
nghiệm ước lượng nhiều phương án khác nhau cho mô hình điều chỉnh này với ba
biến mới được đưa vào là DGDP(-1), DRER(-1) và DEX(-1). Các kết quả ước lượng
chính được trình bày trong bảng 6. Trong bảng này, ký hiệu (-1) viết sau tên
biến để chỉ thời gian trễ 1 năm.
Kết quả ước lượng của ba phương trình đầu tiên trong bảng 6 cho thấy tất
cả các biến trễ đều không thể chấp nhận được. Trong phương trình thứ nhất, dấu
của biến DGDP(-1) âm trái với mong đợi theo lý thuyết nên không chấp nhận được.
Tương tự, dấu của các biến DRER(-1) (dương) cũng trái với mong đợi theo lý
thuyết nên cũng không chấp nhận được. Mặt khác, tất cả các biến trễ và hằng số
C trong 3 phương trình đầu đều không có ý nghĩa thống kê. Điều hữu ích duy nhất
rút ra từ các ước lượng này là biến DEX có ý nghĩa giải thích rất mạnh và ổn
định tới biến động của nhập khẩu.
Bảng 6:
Kết quả ước lượng mô hình với biến trễ (2001-2020)
|
Tên biến |
Hệ số ước lượng |
Phương trình 1 |
Phương trình 2 |
Phương trình 3 |
Phương trình 4 |
Phương trình 5 |
|
DIM(-1) |
|
|
|
|
-0.174 (-1.317) |
-0.097 (-0.779) |
|
DGDP |
C(1) |
- |
0.0261** (0.796) |
0.077** (1.305) |
0.036 (1.077) |
0.059 (2.458) |
|
DGDP(-1) |
C(2) |
-0.046 (-1.520) |
- |
|
|
|
|
DRER |
C(3) |
-165.27** (-1.395) |
- |
-472.68 (-1.034) |
-153.26** (-1.208) |
-65.28** (-0.522) |
|
DRER(-1) |
C(4) |
- |
138.51* (1.138) |
|
|
|
|
DEX |
C(5) |
0.939*** (6.047) |
0.796*** (5.511) |
|
0.746*** (5.301) |
0.947*** (5.577) |
|
DEX(-1) |
C(6) |
|
|
0.165 (0621) |
|
|
|
Hằng số C |
C(7) |
5777.73 (1.771) |
-1649.15 (-0.430) |
-866.09 (-0.139) |
-809.67 (-0.227) |
- |
|
Biến thời gian T |
C(8) |
- |
- |
- |
|
-682.00 (-1.748) |
|
R2 |
|
0.835 |
0.793 |
0.503 |
0.834 |
0.863 |
|
R2 điều chỉnh |
|
0.803 |
0.752 |
0.403 |
0.786 |
0.824 |
|
Thống
kê DW |
|
2.048 |
1.850 |
2.257 |
1.910 |
1.829 |
|
Thống kê F |
|
25.391 |
19.206 |
5.058 |
17.548 |
- |
Chú thích: Các
thống kê T-student của mỗi hệ số ước lượng được viết trong ngoặc và dưới hệ số
tương ứng. Ký hiệu *, ** và *** để chỉ hệ số có ý nghĩa thống kê ở các ngưỡng
lần lượt là 10%, 5% và 1%.
Để cải tiến mô hình, chúng ta đưa thêm biến nhập khẩu trễ 1 năm DIM(-1)
vào ước lượng. Kết quả được thể hiện ở cột 4, cho thấy chỉ có hai biến DRER và
DEX có ý nghĩa giải thích. Điều này vừa khẳng định biến DIM(-1) không có ý
nghĩa giải thích, vừa thêm một lần nữa khẳng định vai trò quan trọng của hai
biến DRER và DEX trong ước lượng mô hình thực nghiệm nguyên gốc. Vì các biến
trễ và hằng số C đều không có ý nghĩa thống kê nên trong phương trình thử
nghiệm cuối cùng (phương trình 5), chúng tôi đưa biến thời gian T vào ước
lượng. Kết quả cho thấy biến thời gian T không có ý nghĩa giải thích vì thống
kê T-student quá thấp và dấu của biến T trái với mong đợi.
Như vậy, tất cả các ước lượng mô hình với biến trễ đều thất bại. Để cải
tiến mô hình, chúng tôi thấy cần xem xét tới vai trò của các thành tố của GDP
chứ không phải bản thân GDP, tức là vai trò của các biến cầu tiêu dùng và cầu
đầu tư của khu vực cư dân.
2.3.3. Ước lượng mô hình thực nghiệm với các thành phần của tổng cầu
Bảng 7 cho thấy kết quả ước lượng mô hình trong trường hợp đưa hai biến
thành phần của tổng cầu là CO và IN vào mô hình đều không đạt yêu cầu. Trong
phương trình 1 và 2, hệ số của biến CO đều có dấu âm, trái với mong đợi lý
thuyết nên các phương trình này không sử dụng được. Đặc biệt hằng số C cũng
không có ý nghĩa giải thích nên cần đưa ra khỏi phương trình. Phương trình 3
gồm 3 biến giải thích có ý nghĩa trong 2 phương trình đầu là IN, RER và EX được
giữ lại. Để tính đến vai trò của độ trễ trong mô hình, biến IM trễ được đưa
vào. Kết quả ước lượng cho thấy biến IM trễ hoàn toàn không có ý nghĩa giải
thích vì hệ số ước lượng có dấu âm. Do đó phương trình 3 không thỏa mãn yêu
cầu. Hai thử nghiệm cuối cùng với các biến thành phần của tổng cầu là sử dụng
các biến RER và EX trễ. Kết quả cũng cho thấy không đạt yêu cầu. Mặc dù ý nghĩa
thống kê của các biến giải thích trong cả hai phương trình 4 và 5 đều tương đối
chấp nhận được, nhưng trong phương trình 4, dấu của hệ số của biến DRER(-1)
dương là trái với mong đợi lý thuyết, và trong phương trình 5, hệ số xác định
R2 quá thấp, không thể chấp nhận. Chúng tôi đã thực hiện ước lượng mô hình bằng
cách đưa thêm các biến trễ CO(-1), IN(-1) và biến thời gian T nhưng chúng đều
không có ý nghĩa giải thích trong mô hình. Như vậy, việc ước lượng mô hình thực
nghiệm với các thành phần của tổng cầu không có kết quả nào đạt yêu cầu.
Bảng 7: Kết quả ước
lượng mô hình vớicác thành phần của tổng cầu (2001-2020)
|
Tên biến |
Hệ số ước lượng |
Phương trình 1 |
Phương trình 2 |
Phương trình 3 |
Phương trình 4 |
Phương trình 5 |
|
DIM(-1) |
C(1) |
|
|
-0.089 (-0.872) |
|
|
|
DCO |
C(2) |
0.039 (1.331) |
0.028 (1.228) |
|
|
|
|
DIN |
C(3) |
0.009 (0.336) |
0.011* (0.426) |
0.036* (1.877) |
0.030* (1.475) |
0.065** (1.920) |
|
DRER |
C(4) |
-189.04** (-1.736) |
-207.45** (-2.019) |
-170.25** (-1.449) |
|
-662.00** (-3.460) |
|
DRER(-1) |
C(5) |
- |
- |
- |
105.51* (0.964) |
- |
|
DEX |
C(6) |
0.682*** (5.967) |
0.668*** (6.082) |
0.822*** (7.705) |
0.831 *** (9.930) |
|
|
DEX(-1) |
C(7) |
|
|
|
|
0.549** (3.803) |
|
Hằng số C |
C(8) |
-1407.42 (-0.620) |
- |
- |
- |
- |
|
R2 |
|
0.862 |
0.859 |
0.841 |
0.808 |
0.432 |
|
R2 điều chỉnh |
|
0.826 |
0.832 |
0.809 |
0.783 |
0.361 |
|
Thống
kê DW |
|
2.186 |
2.284 |
2.068 |
2.056 |
2.134 |
|
Thống kê F |
|
23.481 |
- |
- |
- |
- |
2.3.4. Ước lượng mô hình thực nghiệm với 2 biến RER và EX
Các kết quả ước lượng thử nghiệm trong cả ba mục trên cho thấy đối với
các biến được đưa vào mô hình lý thuyết và thực nghiệm, chỉ có hai biến có ý
nghĩa trong việc giải thích biến động của nhập khẩu là biến động của tỷ giá
thực và biến động của kim ngạch xuất khẩu. Ngoài ra, các hằng số C và biến thời
gian T cũng đều không có ý nghĩa giải thích.
Do đó, vấn đề đặt ra là tìm phương trình tốt nhất phản ánh mối quan hệ
nhân quả giữa ba biến IM, RER và EX dưới dạng vi phân. Chúng tôi đã xem xét,
lựa chọn một số phương án kết hợp có thể xảy ra và tiến hành ước lượng mô hình.
Các kết quả chính được thể hiện trong bảng 8.
Bảng 8:
Kết quả ước lượng mô hình với 2 biến RER và EX (2001-2020)
|
Tên biến |
Hệ số ước lượng |
Phương trình 1 |
Phương trình 2 |
Phương trình 3 |
Phương
trình 4 |
|
DIM(-1) |
C(1) |
-0.052 (-0.481) |
|
|
|
|
DRER |
C(2) |
-170.36** (-1.348) |
|
-752.97* (-3.775) |
-183.41** (-1.663) |
|
DRER(-1) |
C(3) |
|
111.35* (0.985) |
|
|
|
DEX |
C(4) |
0.894*** (8.344) |
0.912*** (13.880) |
|
0.856*** (13.291) |
|
DEX(-1) |
C(5) |
|
|
0.721*** (5.926) |
|
|
R2 |
|
0.804 |
0.781 |
0.302 |
0.815 |
|
R2 điều chỉnh |
|
0.779 |
0.768 |
0.261 |
0.804 |
|
Thống
kê DW |
|
1.751 |
1.669 |
2.284 |
1.858 |
|
Thống kê F |
|
- |
- |
- |
- |
Theo bảng 8, kết quả ước lượng phương trình thứ nhất không phù hợp với
mong đợi từ mô hình lý thuyết vì dấu của hệ số ước lượng của biến DIM(-1) âm
đồng thời thống kê T-student cho thấy biến này không có ý nghĩa đối với việc
giải thích biến động của nhập khẩu. Do đó biến DIM(-1) bị đưa ra khỏi mô hình. Kết
quả ước lượng các phương trình thứ 2 với việc sử dụng các biến trễ của DRER cũng
không phù hợp với mong đợi từ mô hình lý thuyết vì dấu của hệ số ước lượng của
biến DRER(-1) dương trong khi mong đợi lý thuyết là âm, đồng thời thống kê DW
quá thấp. Do đó biến DEX(-1) cũng bị đưa ra khỏi mô hình. Kết quả ước lượng các
phương trình thứ 3 với việc sử dụng các biến trễ của DEX cũng không thể chấp
nhận được. Mặc dù dấu của các hệ số của các biến đều phù hợp với lý thuyết và
thống kê T-student cho thấy các biến đều có ý nghĩa giải thích với ngưỡng chấp
nhận được nhưng hệ số xác định R2 quá thấp, có nghĩa là các biến này chỉ giải
thích được một phần cực nhỏ biến động của nhập khẩu.
Phương trình giữ lại cuối cùng của mô hình là phương trình 4. Đây là
phương trình thỏa mãn tất cả ràng buộc về ý nghĩa kinh tế lẫn các tiêu chuẩn
thống kê với chất lượng rất tốt. Dấu của các hệ số ước lượng đều phù hợp; giá
trị của các hệ số của các biến giữ lại đều rất cao. Hệ số của biến tỷ giá là -183,4
trong khi của biến xuất khẩu là 0,856. Các thông số kiểm định thống kê cho thấy
chúng rất khác 0 (các thống kê T-student lần lượt là -1.66 và 13.29). Thống kê
Durbin - Watson (DW) ở đúng mức là 1.86, chứng tỏ mô hình không có hiện tượng
tự tương quan. Hệ số xác định của phương trình là này 0,815 chứng tỏ nó đã giải
thích được tới 81,5% biến động của kim ngạch nhập khẩu.
Như vậy mô hình xác định các nhân tố chính giải thích biến động hàng năm
của kim ngạch nhập khẩu tính bằng đô la Mỹ của nền kinh tế nước ta thời kỳ
2000-2020 như sau: DIM = 183,41.DRER +
0,856.DEX. Mô hình cho thấy khi tỷ giá thực tăng 1% điểm, các biến còn lại
không đổi thì nhập khẩu sẽ giảm 183,4 triệu đô la; khi xuất khẩu tăng 1 triệu
đô la và các biến còn lại không đổi thì nhập khẩu tăng 0,8561 triệu đô la.
Mô hình này khẳng định hai nhân tố cơ bản giải thích biến động hàng năm
của kim ngạch nhập khẩu của nước ta thời kỳ 2000-2020 là biến động của tỷ giá
thực RER và biến động của kim ngạch xuất khẩu. Vì tỷ giá thực là chỉ tiêu tổng
hợp bao gồm tỷ giá danh nghĩa, mặt bằng giá quốc tế và mặt bằng giá trong nước
nên tất cả các biến này đều tham gia giải thích biến động của kim ngạch nhập
khẩu của nước ta thời kỳ 2000-2020. Trong các biến kể trên, các biến thuộc nhóm
tỷ giá và giá cả trong nước và quốc tế là các biến hay nhân tố chính giải thích
biến động của kim ngạch nhập khẩu theo lý thuyết thương mại quốc tế hiện đại,
trong khi biến kim ngạch xuất khẩu là nhân tố chính giải thích biến động của
kim ngạch nhập khẩu theo lý thuyết chuỗi giá trị toàn cầu.
Vì các biến giải thích biến động của kim ngạch nhập khẩu theo lý thuyết
thương mại quốc tế hiện đại và theo lý thuyết chuỗi giá trị toàn cầu đều có mặt
trong phương trình thực nghiệm giải thích biến động hàng năm của tỷ lệ lạm phát
của nước ta thời kỳ 1976-1995 nên có thể thấy nguyên nhân của những biến động
của kim ngạch nhập khẩu ở nước ta trong thời kỳ này là những biến động về tỷ
giá danh nghĩa, giá cả trong nước, giá cả quốc tế và kim ngạch xuất khẩu. Tuy
nhiên, để khẳng định tính đúng đắn của mô hình, chúng ta cần phải thực hiện một
số kiểm định kinh tế lượng.
3. Kiểm
định các giả thuyết kinh tế lượng đối với mô hình thực nghiệm giải thích biến
động của nhập khẩu
Để khẳng định một phương trình kinh tế
lượng là tốt và có thể sử dụng trong phân tích, mô phỏng chính sách và dự báo tăng
trưởng, cần phải tiến hành nhiều kiểm định khác nhau đối với cả phương trình
cũng như đối với từng biến tham gia trong phương trình. Do khuôn khổ bài viết,
dưới đây chỉ xin trình bày 3 kết quả kiểm định cơ bản nhất đối với phương trình
kinh tế lượng thực nghiệm giữ lại cuối cùng là DIM = 183,41.DRER + 0,858.DEX
3.1. Kiểm
định khả năng tự tương quan của các sai số
Hiện tượng tự tương quan của các sai số thường xảy ra khi thực hiện hồi
quy với các chuỗi số thời gian tương đối dài. Để ước lượng mô hình trên, chúng
ta đã sử dụng chuỗi số dài 20 năm nên rất cần thực hiện việc kiểm định này. Nếu
không kiểm định, trong khi trên thực tế mô hình có hiện tượng tự tương quan của
các sai số, thì không chỉ sẽ có những kết quả ước lượng khác tốt hơn so với ước
lượng thu được từ phương pháp hồi quy bình phương cực tiểu nguyên gốc mà còn
phát sinh khả năng một số giả thuyết thống kê đặt ra không đúng. Kiểm định
thống kê Durbin - Watson nêu trên dù rất hữu ích nhưng chỉ cho phép loại bỏ giả
thuyết tự tương quan bậc 1 trong khi không cho phép loại bỏ những trường hợp tự
tương quan khác… Trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng kỹ thuật kiểm định LM
để xem xét sự tồn tại của hiện tượng tự tương quan của các sai số ở các cấp cao
hơn 1, qua đó cũng khẳng định mô hình giữ lại ở trên là mô hình tốt nhất dù đã
ước lượng nó bằng cách sử dụng phương pháp hồi quy bình phương cực tiểu nguyên
gốc hay bất kỳ phương pháp kinh tế lượng nào khác. Kiểm định tương quan chuỗi
LM tính toán nhân tử Lagrange Multiplier (LM) theo phương pháp của Breusch – Godfrey
áp dụng cho các các giá trị trễ và không trễ của biến phụ thuộc DIM trong
phương trình hồi quy. Kiểm định này thực chất là hồi quy biến sai số của phương
trình hồi quy nêu trên với các biến giải thích bên vế phải và thêm biến sai số
nhưng ở các cấp trễ khác nhau. Vì thống kê DW đã khẳng định không có tương quan
chuỗi cấp 1 nên ở đây chỉ cần kiểm định cho một số cấp cao hơn 1. Kết quả kiểm
định được trình bày trong bảng 9 cho thấy các p-value (xác xuất) đều lớn hơn
0,05 tức là có thể loại bỏ giả thuyết tồn tại hiện tượng tự tương quan của các
sai số ở cấp cao hơn 1 đối với phương trình kinh tế lượng thực nghiệm giữ lại.
Bảng 9:
Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan của các sai số bằng LM-test (Breusch-Godfrey
Serial Correlation LM Test)
|
Giả thuyết Ho |
2 trễ |
3 trễ |
4 trễ |
|
Không có hiện tượng tự tương quan của các sai số |
Thống kê F: 0,319 Xác xuất: 0,682 Kết luận: Ho
được chấp nhận |
Thống kê F: 0,202 Xác xuất: 0,894 Kết luận: Ho
được chấp nhận |
Thống kê F: 0,144 Xác xuất: 0,963 Kết luận: Ho
được chấp nhận |
3.2. Kiểm định tính thuần nhất của các sai
số (homoscedasticity)
Giả thuyết về tính thuần nhất của các sai số đòi hỏi phương sai của các
sai số không đổi. Trong trường hợp các sai số không thuần nhất (heteroscedasticity),
các thống kê T sẽ không ổn định, tức là sẽ không chắc chắn các biến trong mô
hình có thực sự có vai trò tham gia giải thích biến động hàng năm của kim ngạch
nhập khẩu hay không. Ngoài ra, khi các phương sai bị chệch, các kết quả ước
lượng bình phương nhỏ nhất sẽ không giải thích có hiệu quả. Do đó, việc kiểm
định để loại bỏ giả thuyết không thuần nhất là rất cần thiết. Có rất nhiều
phương pháp để kiểm định khả năng không thuần nhất của các sai số đối với mô
hình nêu trên (giả thuyết Ho). Ở đây chúng tôi sử dụng kỹ thuật thông dụng nhất
là kiểm định White. Kiểm định này dựa trên hồi quy chuỗi bình phương các sai số
của phương trình nhập khẩu gốc với các biến giải thích và thêm các chuỗi bình
phương của các biến giải thích. Kết quả kiểm định cho thống kê F là 0,500 trong
khi xác xuất là 0,688. Như vậy xác xuất bác bỏ giả thuyết H0 về hiện tượng
không thuần nhất của các sai số rất cao chứng tỏ và giả thuyết Ho bị bác bỏ;
tức là mô hình đảm bảo được tính thuần nhất của các sai số.
3.2. Kiểm
định tính ổn định của các hệ số
Để khẳng định mô hình giữ lại là tốt, cần phải kiểm định xem liệu quan hệ
phụ thuộc giữa những biến động của nhập khẩu và những biến động của các biến
giải thích có ổn định theo thời gian hay không, hay là khi thêm hoặc bớt một số
quan sát thì hệ số của các biến giải thích sẽ thay đổi khá mạnh đến mức không
thể chấp nhận được. Có thể sử dụng kỹ thuật Chow, rất thích hợp đối với các
chuỗi số tương đối ngắn, khoảng trên dưới 20 quan sát đối với phương trình có
3-4 biến giải thích. Tuy nhiên phương trình ước lượng nhập khẩu ở đây chỉ có 2
biến giải thích nên kết quả kiểm định Chow sẽ cho độ chính xác rất cao. Để thực
hiện kiểm định Chow, chúng ta cần phải chọn ra một số năm đặc biệt đã diễn ra
những biến động lớn so với xu thế để kiểm định xem tại những năm đó, có hiện
tượng mất ổn định của các hệ số ước lượng trong mô hình giữ lại hay không. Đối
với mô hình này, trước tiên chúng tôi chọn năm 2009 là năm kim ngạch nhập khẩu
giảm mạnh sau những biến động bất thường về kinh tế vĩ mô, nhất là tỷ lệ lạm
phát trong nước năm 2008 lên tới 21% là mức cao nhất trong thời kỳ từ năm 1991
đến nay. Kết quả kiểm định Chow đối với năm 2009 cho thấy thống kê F và xác
xuất lần lượt là 2,132 và 0,151. Như vậy, với các thông số này, nhất là xác
xuất lớn hơn 5%, chúng ta không thể bác bỏ giả thuyết về tính ổn định của các
hệ số ước lượng trong mô hình giữ lại. Tiếp đến, chúng tôi chọn năm 2016 vì đây
là năm tỷ lệ lạm phát giảm đột ngột mạnh đánh dấu bước ngoặt trong quá trình
giảm tỷ lệ lạm phát ở nước ta, đồng thời đây cũng là năm thu hút đầu tư nước
ngoài chậm lại đáng kể. Cả hai nhân tố này đều có tác động mạnh tới nhập khẩu. Kết quả kiểm định
Chow cho thấy thống kê F và xác xuất lần lượt là 1,958 và 0,174, tức là chúng
ta cũng không thể bác bỏ giả thuyết về tính ổn định của các hệ số ước lượng
trong mô hình giữ lại.
Như vậy, với 3 kết quả kiểm định kinh tế lượng cơ bản nêu trên, chúng ta
có thể khẳng định mô hình giữ lại (phương trình 4) thỏa mãn các yêu cầu về mặt
kinh tế lượng. Do đó, có thể chấp nhận sử dụng mô hình này để xác định những nhân
tố giải thích những biến động của kim ngạch nhập khẩu của nước ta. Đây cũng là
các nhân tố chính giải thích biến động hàng năm của kim ngạch nhập khẩu tính
bằng đô la Mỹ của nền kinh tế nước ta thời kỳ 2000-2020.
4. Kết luận
Trong nghiên cứu này, chúng ta đã xây dựng được một mô hình kinh tế lượng
thể hiện được mối quan hệ giữa kim ngạch nhập khẩu và các biến giải thích theo
hai trường phái lý thuyết, gồm lý thuyết thương mại quốc tế hiện đại và lý
thuyết chuỗi giá trị toàn cầu, qua đó xác định được các nhân tố chính giải
thích biến động của kim ngạch nhập khẩu hàng hóa nước ta giai đoạn mở cửa và
hội nhập mạnh mẽ 2000-2020.
Mô hình cuối cùng thu được đã đảm bảo được các yêu cầu đề ra. Kết quả cho
thấy các nhân tố của lý thuyết thương mại quốc tế hiện đại và các nhân tố của
lý thuyết chuỗi giá trị toàn cầu đều tham gia giải thích nguyên nhân biến động
của kim ngạch nhập khẩu của nền kinh tế nước ta trong thời kỳ 2000-2020, trong
đó nhân tố chính của lý thuyết thương mại quốc tế hiện đại là tỷ giá thực; nhân
tố chính này lại gồm ba nhân tố thành phần là tỷ giá danh nghĩa đa phương, tỷ
lệ lạm phát của các nước đối tác và tỷ lệ lạm phát trong nước. Về phía lý
thuyết chuỗi giá trị toàn cầu, nhân tố chính xác định kim ngạch nhập khẩu là
kim ngạch xuất khẩu, theo nghĩa xuất khẩu để có ngoại tệ nhập khẩu thực hiện
các công đoạn theo phân công, hợp tác trong chuỗi giá trị toàn cầu.
Điểm nhấn quan trọng ở đây là mô hình không có biến trễ, tức là tất cả 4
biến trên đều có ảnh hưởng đến kim ngạch nhập khẩu ngay trong năm. Điều này có
nghĩa là bất cứ biến động nào của tỷ giá danh nghĩa đa phương, tỷ lệ lạm phát
của các nước bạn hàng, tỷ lệ lạm phát trong nước và kim ngạch xuất khẩu đều có
tác động ngay tới kim ngạch nhập khẩu trong năm.
Đặc biệt, vì ý nghĩa giải thích kim ngạch nhập khẩu của cả bốn nhân tố
trên đều rất cao nên không thể cho rằng các nhân tố của lý thuyết thương mại
quốc tế hiện đại hay nhân tố kim ngạch xuất khẩu của lý thuyết chuỗi giá trị
toàn cầu đóng vai trò quyết định tới biến động của kim ngạch nhập khẩu hàng hóa
nước ta giai đoạn mở cửa và hội nhập mạnh mẽ vừa qua và tới đây, mà cần xác
định vai trò quan trọng của cả bốn loại nhân tố trên như nhau.
Các kết luận nêu trên rất quan trọng vì chúng có nghĩa rằng mọi chính
sách dài hạn nhằm kiểm soát biến động của nhập khẩu ở nước ta đều phải hướng
tới kiểm soát được mối quan hệ cân bằng giữa trong nước và quốc tế, tức là giữa
tỷ giá danh nghĩa đa phương, tỷ lệ lạm phát trung bình của các nước bạn hàng,
tỷ lệ lạm phát trong nước và kim ngạch xuất khẩu. Nếu chỉ thực hiện chính sách
tỷ giá danh nghĩa cố định hoặc chính sách tiền tệ chặt để kiểm soát lạm phát
trong nước, trong khi giá cả trên thị trường thế giới liên tục biến động thì
tác dụng của các chính sách ổn định trong nước sẽ chỉ có tác dụng ngắn hạn và
hạn chế vì những phi cân bằng giữa giá cả trong nước và quốc tế sẽ tăng lên,
tạo nguy cơ biến động mạnh cả kim ngạch xuất khẩu lẫn kim ngạch nhập khẩu.
Mặt khác, nếu chỉ tập trung quản lý tỷ giá và giá cả trong khi không chú
ý đến các cải cách cơ cấu cần thiết để tháo gỡ các khó khăn cho sản xuất kinh
doanh hàng xuất khẩu, không động viên, thúc đẩy khu vực sản xuất hàng xuất khẩu
phát triển, thì nguy cơ thiếu ngoại tệ phục vụ nhập khẩu sẽ rất cao, đe dọa
chính năng lực tham gia chuỗi cung ứng của các doanh nghiệp trong nước và làm
giảm nhập khẩu. Do vậy, để ổn định nhập khẩu dài hạn, kết quả phân tích từ mô
hình kinh tế lượng cho thấy cần có sự phối hợp chặt chẽ, hài hòa giữa các chính
sách tỷ giá, tiền tệ, cơ cấu sản xuất và thương mại hàng xuất khẩu.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1.
Edwards S. (1989) “Real Exchange Rate, Devaluation and
Adjustment”, the MIT Press, 371 pages.
2.
Baldwin, R.E. and Lopez - Gonzalez, J. (2013), “Supply
Chain Trade: a Portrait of Global Patterns and Several Testable Hypothesis”,
London: Centre for Economic Policy Research (CEPR), CEPR Discussion Paper No.
9421.
3.
Bayoumi, Tamim, Jaewoo Lee, and Sarma Jayanthi, (2005),
“New Rates from New Weights”, IMF Working Paper 05/99.
4.
Daudin, G., Rifflart, C. and Schweisguth, D. (2009),
“Who produces for Whom in the World economy”, Paris: Obsevatoire Francais de
Conjonctures Economicques(OFCE), Documents de Travail de L’OFCE No. 2009 - 18.
5.
Escaith, H. (2008), “Measuring Trade in Value Added in
the New Industrial Economy: Statistical Implications”, Munich: Munich Personal
RePEc Archive, MPRA Paper No. 14454.
6.
Fukunari Kimura (2013), “How have production networks
changed development strategies in East Asia?”, WTO 2013.
7.
John Whitley (1994), “A Course in Macroeconomic
Modelling and Forcasting”, Harvester Wheatsheaf.
8.
Johnson, R.C. and Noguera, G. (2012), “Accounting for
Intermediates: Production Sharing and Trade in Value Added”, Journal of
International Economics 86 (2): 224 - 236.
9.
Organisation for Economic Cooperation and Development
(OECD) (2013), Interconnected Economies: Benefiting from Global Value Chains.
10. Conference on Trade and Development (UNCTAD)
(2013), Implications of Global Value Chains for Trade, Investment, Development
and Jobs, Report prepared for the G20 Leaders Summit, Saint Petersburg,
September 2013.
11. Niên giám thống kê (2000-2020), Tổng cục thống
kê.
Không có nhận xét nào:
Đăng nhận xét