Factors affecting Vietnam’s trade balance in the context of the global value chain

Abstract

Trade balance is one of the important macro balances and has a strong impact on the balance of payments and the overall national economy. A country with a large trade deficit may experience lowered competitiveness of goods, export growth, and economic growth. This paper focuses on analyzing the core factors affecting Vietnam's trade balance in the context of global value chain accession. The author uses Bound-Testing method and ARDL model with data from 1990 to 2018 to identify factors affecting Vietnam's trade balance. The results show that, in the long term, Vietnam’s trade balance is affected by factors – ranked from the highest to the lowest – as follows: real GDP of trading partners; Vietnam’s real GDP; multilateral effective exchange rate; foreign added value in Vietnam's exported goods and FDI capital into Vietnam. From these important findings, the author proposes some implications for policymakers so as to improve the trade balance in the context of deeper participation in the global value chain.

Giới thiệu

Là một quốc gia đang phát triển như Việt Nam, cần thu hút các nguồn lực nước ngoài để tạo tiền đề thúc đẩy phát triển và tăng trưởng của nền kinh tế trong nước nên cán cân thương mại có thể thâm hụt trong thời gian đầu nhưng không thể chấp nhận cán cân thương mại thâm hụt trong một thời gian dài. Nếu cán cân thương mại thâm hụt trong thời gian dài sẽ ảnh hưởng đến sản lượng trong nước, việc làm và cán cân thanh toán quốc tế.

Figure 1 . Tình hình cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1990 – 2018.

( Nguồn : Tổng cục Hải quan và Niêm giám thống kê xuất nhập khẩu giai đoạn 1986 – 2005, 2006 – 2018 1 )

Figure 1 cho thấy, cán cân thương mại của Việt Nam trong gần 30 năm qua thâm hụt liên tục, có nhiều biến động khó đoán và giai đoạn gần đây có sự chuyển biến tích cực. Giai đoạn 1990 – 2011, cán cân thương mại luôn thâm hụt qua các năm, thâm hụt nhiều nhất là giai đoạn 2007 – 2011 với giá trị thâm hụt trung bình khoảng 13,5 tỷ USD/năm. Giai đoạn 2012 – 2018, cán cân thương mại có chuyển biến tích cực từ cán cân thương mại thâm hụt sang cán cân thương mại thặng dư, tuy nhiên trong giai đoạn này cũng như trong giai đoạn trước, cán cân thương mại luôn biểu hiện sự bất ổn qua các năm.

Cán cân thương mại đóng vai trò quan trọng đối với nền kinh tế. Chính sự thiếu ổn định, biến động khó đoán của cán cân thương mại Việt Nam qua các năm nên rất cần có nhiều nghiên cứu về cán cân thương mại để có cách nhìn đa chiều, toàn diện hơn để góp phần cải thiện cán cân thương mại Việt Nam. Một số nhà khoa học đã thực hiện các công trình nghiên cứu về cán cân thương mại Việt Nam qua các giai đoạn khác nhau đã có một số đóng góp nhất định về mặt khoa học cũng như ý nghĩa thực tiễn nhằm góp phần cải thiện cán cân thương mại. Qua lược khảo các công trình nghiên cứu, tác giả nhận thấy rằng có ít các công trình nghiên cứu về cán cân thương mại tổng thể của Việt Nam. Phần lớn các nghiên cứu đều đồng tình các nhân tố tác động đến cán cân thương mại Việt Nam trong thời gian qua như: Tỷ giá hối đoái 6 , 5 , 4 , 3 , 2 ; Giá dầu thế giới 7 , 6 , 2 ; Thu nhập quốc dân thực 5 , 6 . Tuy nhiên, các nghiên cứu này không đồng nhất về dấu tác động của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại; và còn nhiều nhân tố tác động đến cán cân thương mại còn bỏ ngỏ. Cán cân thương mại là vấn đề rộng lớn, phức tạp liên quan đến hoạt động xuất khẩu, nhập khẩu của một quốc gia. Do đó, để cải thiện cán cân thương mại cần có sự góp sức của nhiều nhà khoa học, nhiều công trình nghiên cứu nhằm phát hiện thêm các nhân tố mới để thấy rõ hơn bức tranh tổng thể cũng như phân tích một cách tương đối đầy đủ các nhân tố tác động đến cán cân thương mại.

Mục tiêu chính của bài viết này là nhằm phân tích một cách tương đối đầy đủ các nhân tố tác động đến cán cân thương mại (CCTM) trong dài hạn và từ đó đề xuất một số kiến nghị nhằm góp phần cải thiện CCTM trong bối cảnh Việt Nam (VN) ngày càng tham gia sâu vào chuỗi giá trị toàn cầu, chiến tranh thương mại Trung Quốc – Mỹ và sự phát triển mạnh mẽ của cuộc cách mạng công nghiệp 4.0. Bài viết có đóng góp nhất định về mặt khoa học đó là phát hiện thêm nhân tố giá trị gia tăng nước ngoài trong xuất khẩu có tác động đến CCTM VN. Bên cạnh đó, bài viết cũng có đóng góp về mặt thực tiễn đó là phân tích mức độ tác động, thực trạng các nhân tố tác động đến CCTM VN trong giai đoạn 1990 – 2018 và đề xuất một số kiến nghị cho các nhà hoạch định chính sách nhằm cải thiện CCTM trong bối cảnh mới.

Các phần tiếp theo của bài viết này bao gồm: Cơ sở lý thuyết và đề xuất mô hình nghiên cứu; Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu; Kết quả và thảo luận; và Kết luận và một số kiến nghị.

Cơ sở lý thuyết và đề xuất mô hình nghiên cứu

Cơ sở lý thuyết

Cán cân thương mại là giá trị chênh lệch giữa giá trị xuất khẩu và giá trị nhập khẩu của một quốc gia trong một thời gian nhất định (thường là một năm). CCTM là một vấn đề rộng nên có nhiều cách tiếp cận và cơ sở lý thuyết khác nhau để giải thích các nhân tố tác động đến CCTM. Từ khái niệm cho thấy, cán cân thương mại của một quốc gia chịu sự ảnh hưởng của các nhân tố tác động đến giá trị xuất khẩu, giá trị nhập khẩu của chính quốc gia đó. CCTM được biểu diễn dưới dạng phương trình như sau:

Trong đó, TBij là CCTM của quốc gia i với quốc gia j; là giá trị hàng hóa xuất khẩu của quốc gia i với quốc gia j; là giá trị hàng hóa nhập khẩu của quốc gia i từ quốc gia j.

Theo Goldstein và Khan (1985) 8 , giá trị nhập khẩu hàng hóa của quốc gia i với quốc gia j ( ) phụ thuộc vào giá nhập khẩu tương đối của quốc gia i ( ) và thu nhập thực của quốc gia i ( ). Hàm cầu nhập khẩu của quốc gia i từ quốc gia j được biểu diễn như sau:

và

là giá xuất khẩu hàng hóa của quốc gia j; là giá hàng hóa trong nước của quốc gia i; là giá hàng hóa trong nước của quốc gia j; ERji là tỷ giá hối đoái danh nghĩa giữa tiền tệ quốc gia j và tiền tệ quốc gia i; RERji là tỷ giá hối đoái thực giữa giữa tiền tệ quốc gia j và tiền tệ quốc gia i; là giá xuất khẩu tương đối của quốc gia j.

Thay (3) vào (2) ta được

Tương tự cầu nhập khẩu của quốc gia j từ quốc gia i

là giá xuất khẩu tương đối của quốc gia i; thu nhập thực quốc gia j

Mà cung xuất khẩu của quốc gia i sang quốc gia j ( ) bằng với cầu nhập khẩu hàng hóa của quốc gia j từ quốc gia i ( ) và ngược lại. Do đó:

và

Phương trình (4), (5) và (6), (1) được viết lại như sau:

Giả định giá trị là không đổi nên phương trình (7) được viết rút gọn như sau:

Từ phương trình (8) cho thấy, CCTM phụ thuộc vào tỷ giá hối đoái thực (RERji); thu nhập thực của quốc gia j ( ); và thu nhập thực của quốc gia i ( ). Sự thay đổi của thu nhập thực quốc gia i sẽ tác động âm đến CCTM. Sự thay đổi thu nhập của quốc gia j sẽ tác động dương đến CCTM và sự thay đổi của tỷ giá hối đoái thực có thể tác động âm hoặc dương đến CCTM.

Theo điều kiện Marshall-Lerner, việc phá giá nội tệ có tác động đến CCTM nếu giá trị tuyệt đối của tổng hai độ co dãn theo giá cả của xuất khẩu và độ co dãn theo giá cả của nhập khẩu phải lớn hơn 1. Phá giá dẫn tới giảm giá hàng xuất khẩu bằng ngoại tệ thúc đẩy xuất khẩu hàng hóa tăng lên. Đồng thời, giá cả hàng nhập khẩu bằng nội tệ trở nên cao hơn làm giảm nhu cầu đối với hàng hóa nhập khẩu. Mặt khác, CCTM được cải thiện nếu hàng xuất khẩu co dãn theo giá làm cho tỷ lệ tăng lượng cầu về hàng hóa lớn hơn tỷ lệ giảm giá sẽ làm cho giá trị xuất khẩu tăng và nếu hàng nhập khẩu co dãn theo giá làm cho giá trị nhập khẩu hàng hóa giảm.

Hiệu ứng đường cong J chỉ ra rõ sự thay đổi theo thời gian của cán cân thương mại khi đồng nội tệ mất giá. Theo đó, ban đầu cán cân thương mại sẽ xấu đi, sau đó được cải thiện ở mức tốt hơn trạng thái trước khi mất giá, tiếp đến là cán cân thương mại sẽ biến động theo dạng hình chữ J nghiêng về bên phải. Nghiên cứu của Magee (1973) chỉ ra rằng trong ngắn hạn, ngay sau khi có sự điều chỉnh tỷ giá hối đoái làm cho giá trị hàng hóa nhập khẩu tính theo đồng nội tệ trước khi đồng nội tệ mất giá sẽ cao hơn giá trị của hàng hóa xuất khẩu, kết quả là thâm hụt cán cân thương mại tăng 9 . Điều chỉnh tỷ giá hối đoái một thời gian làm cho giá cả thay đổi còn lượng hàng hóa xuất khẩu và nhập khẩu thì chưa có sự điều chỉnh. Giá cả của hàng hóa nhập khẩu tính theo đồng nội tệ sẽ tăng vì mất giá của đồng nội tệ, trong khi đó lượng hàng hóa nhập khẩu không đổi như vậy giá trị hàng hóa nhập khẩu theo đồng nội tệ tăng. Giá trị hàng hóa xuất khẩu tính theo ngoại tệ lại giảm vì giá giảm và lượng không đổi nhưng tính theo đồng nội tệ thì không đổi vì giá và lượng đều không đổi. Kết quả là nếu tính theo đồng nội tệ thì cán cân thương mại xấu đi. Trong dài hạn, giá và lượng đều thay đổi. Thời kỳ này nếu điều kiện Marshall- Lerner thỏa mãn thì cán cân thương mại sẽ được cải thiện. Dưới góc độ so sánh tĩnh thì điều này hoàn toàn là đúng tuy nhiên ở góc độ phân tích động thì lượng có thể sẽ điều chỉnh không nhanh bằng giá nên dẫn tới độ trễ của ảnh hưởng, theo đó cán cân thương mại vẫn có thể xấu đi trước khi được cải thiện để đạt điểm cân bằng mới.

Cách tiếp cận chi tiêu chỉ ra tác động của phá giá đến hành vi chi tiêu trong nước và ảnh hưởng đến cán cân thương mại. Lý thuyết này cho rằng thâm hụt thương mại của một quốc gia, chi tiêu nội địa cho tiêu dùng và đầu tư lớn hơn thu nhập quốc dân. Muốn cải thiện cán cân thương mại thì cần đến sự gia tăng thu nhập cao hơn tổng chi tiêu trong nước.

Lược khảo các công trình nghiên cứu thực nghiệm liên quan

Chính vì tầm quan trọng của CCTM đối với sự ổn định kinh tế vĩ mô và phát triển kinh tế của mỗi quốc gia nên CCTM luôn là chủ đề thu hút các nhà nghiên cứu nước ngoài và trong nước nghiên cứu tương đối nhiều. Qua lược khảo các nghiên cứu nước ngoài và trong nước về CCTM, tác giả nhận thấy có hai cách tiếp cận khác nhau: Một là, nghiên cứu CCTM tổng thể của một quốc gia với tất các quốc gia có quan hệ thương mại với quốc gia đó. Hai là, nghiên cứu CCTM song phương giữa một quốc gia với một hoặc một số quốc gia có quan hệ thương mại với quốc gia đó. Trong bài viết này, tác giả chỉ lược khảo các nghiên cứu theo cách tiếp cận thứ nhất.

Duasa (2007) nghiên cứu các nhân tố tác động đến cán cân thương mại của Malaysia giai đoạn 1974- 2003 10 . Nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL, nghiên cứu chỉ ra rằng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa thu nhập, cung tiền và cán cân thương mại và không tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại.

Ray (2012) phân tích các nhân tố tác động đến cán cân thương mại Ấn Độ 11 . Nghiên cứu sử dụng mô hình VECM, OLS để xem xét mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn của các nhân tố kinh tế vĩ mô ảnh hưởng đến cán cân thương mại. Nghiên cứu sử dụng số liệu giai đoạn 1972-73 đến 2010-11. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tồn tại mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực, FDI, tiêu dùng trong nước, thu nhập nước ngoài. FDI và thu nhập nước ngoài tác động dương đến cán cân thương mại, tiêu dùng trong nước, tỷ giá hối đoái thực tác động âm đến cán cân thương mại.

Gzaw (2015) xem xét mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa cán cân thương mại, thu nhập, cung tiền và tỷ giá hối đoái thực trường hợp của nền kinh tế của Ethiopian 12 . Nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL với số liệu giai đoạn 1979/80 đến 2012/13. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa cán cân thương mại và thu nhập, cung tiền và tỷ giá hối đoái thực. Ba biến thu nhập, cung tiền, tỷ giá hối đoái thực tác động dương đến cán cân thương mại trong dài hạn và không tồn tại mối quan hệ ngắn hạn.

Osoro (2013) nghiên cứu về các nhân tố tác động đến cán cân thương mại của Kenya giai đoạn 1963- 2012 13 . Nghiên cứu sử dụng dồng liên kết Johansen và ECM để xem xét mối quan hệ giữa các nhân tố tác động đến CCTM của Kenya. Kết quả chỉ ra rằng FDI, tỷ giá hối đoái, thâm hụt ngân sách chính phủ có tác động đến CCTM.

Alhanom (2016) nghiên cứu về các nhân tố của cán cân thương mại Jordan 14 . Nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL để ước lượng mức độ tác động của các nhân tố tác động đến cán cân thương mại Jordan giai đoạn 1970-2010. Mô hình đề xuất các nhân tố tác động đến cán cân thương mại Jordan bao gồm: Tỷ giá hối đoái thực, thu nhập quốc nội, thu nhập nước ngoài. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái thực không có tác động đến cán cân thương mại trong cả ngắn hạn và dài hạn.

Ademe (2016) nghiên cứu về các nhân tố tác động đến cán cân thương mại của Ethiopian 15 . Nghiên cứu sử dụng mô hình ECM để phân tích số liệu giai đoạn 1981-2011. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng trong dài hạn tồn tại mối quan hệ giữa GNI bình quân đầu người, lạm phát trong nước và cán cân thương mại và tác động âm. Giá dầu thế giới có tác động dương đến cán cân thương mại. Trong ngắn hạn, co giãn nhập khẩu, giá dầu thế giới năm trước, GNI bình quân đầu người năm trước, tăng trưởng nông nghiệp tác động dương đến cán cân thương mại và co giãn xuất khẩu, lạm phát năm trước, GNI bình quân đầu người năm hiện tại có tác động âm đến cán cân thương mại.

Ali (2017) nghiên cứu về các nhân tố tác động đến cán cân thương mại của Sudan giai đoạn 1970-2014 16 . Nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL và ECM-ARDL để xem xét các nhân tố tác động đến cán cân thương mại trong ngắn hạn và dài hạn. Trong dài hạn tỷ giá hối đoái, lạm phát, GDP thực bình quân đầu người có tác động âm đến cán cân thương mại, chi phí tài chính, tín dụng khu vực tư nhân, đầu tư có tác động dương đến cán cân thương mại.

Mutana và cộng sự (2018) nghiên cứu về các nhân tố kinh tế vĩ mô tác động đến cán cân thương mại của Kenya’s 17 . Nghiên cứu sử dụng mô hình VECM với số liệu năm giai đoạn 1963-2016. Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng điều kiện thương mại, tự do hóa thương mại và FDI có ý nghĩa và tác động dương đến cán cân thương mại trong dài hạn. Tỷ giá hối đoái thực tác động âm đến cán cân thương mại trong dài hạn.

Nguyễn Hữu Tuấn 7 phân tích tác động của các biến số kinh tế vĩ mô đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn từ quý 1 năm 1999 đến quý 1 năm 2010. Nghiên cứu sử dụng phương pháp phân tích đồng liên kết của Engle-Granger (1987) và Johansen (1990) để đo lường các mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến. Kết quả phân tích cho thấy trong dài hạn cán cân thương mại đồng biến với thu nhập quốc dân thực và chỉ số giá tiêu dùng của các đối tác thương mại, nghịch biến với tỷ giá hối đoái thực đa phương và thu nhập quốc dân thực, chỉ số giá tiêu dùng và quy mô vốn FDI 19 , 18 .

Diệp Gia Luật và Trần Trung Kiên (2013) nghiên cứu về tác động của dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1992- 2012 4 . Với phương pháp hồi quy hệ phương trình SURE và thực hiện kiểm định hồi quy bình phương nhỏ nhất OLS, kết quả nghiên cứu cho thấy dòng vốn FDI có tác động đến cán cân thương mại, đặc biệt là giá trị xuất khẩu. Nghiên cứu chưa tìm ra được bằng chứng thống kê về mối quan hệ giữa giá trị hàng hóa nhập khẩu với các biến FDI, thu nhập và tỷ giá đa phương.

Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013) nghiên cứu về tác động của cú sốc giá dầu lên cán cân thương mại Việt Nam và tìm hiểu mối quan hệ nhân quả giữa cán cân thương mại với các nhân tố vĩ mô khác có liên quan 2 . Tác giả sử dụng mô hình ARDL với dữ liệu quý 1 năm 1999 tới quý 4 năm 2011. Kết quả nghiên cứu cho thấy có một mối quan hệ nghịch biến đáng kể giữa giá dầu, tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại ở Việt Nam. Tuy nhiên trong ngắn hạn lại tồn tại mối tương quan cùng chiều giữa tỷ giá hối đoái, giá dầu thế giới với cán cân thương mại.

Lê Hoàng Phong và Đặng Thị Bạch Vân 6 nghiên cứu về tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1986- 2014. Nghiên cứu sử dụng mô hình phân phối độ trễ tự hồi quy ARDL để kiểm định mối quan hệ đồng liên kết và mô hình ECM-ARDL để đánh giá tác động ngắn hạn của các nhân tố vĩ mô đến cán cân thương mại. Kết quả nghiên cứu cho thấy trong cả ngắn hạn và dài hạn, tổng sản phẩm quốc nội và tỷ giá có tác động dương đến cán cân thương mại Việt Nam, trong khi cung tiền lại có tác động dương trong ngắn hạn nhưng lại có tác động âm trong dài hạn.

Tô Trung Thành (2016) nghiên cứu về các nhân tố tác động đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1997-2015 dựa trên ước lượng mô hình VECM có ràng buộc 20 . Kết quả cho thấy độ mở cửa càng lớn thì cán cân thương mại càng xấu đi, giá trị ban đầu của tài sản nước ngoài ròng cao sẽ khiến cán cân thương mại giảm xuống trong dài hạn; hệ thống tài chính phát triển giúp cán cân thương mại được cải thiện trong khi thu nhập bình quân cao hơn có thể làm cán cân thương mại xấu đi; tỷ giá thực hữu hiện không có tương quan chặt chẽ với cán cân thương mại; gia tăng FDI có thể làm tăng xu hướng nhập siêu tại Việt Nam; tự do hóa tài chính được tìm thấy góp phần cải thiện cán cân thương mại trong dài hạn.

Phạm Thị Nga (2017) đã nghiên cứu tác động của tỷ giá hối đoái tới cán cân thương mại Việt Nam thông qua việc kiểm chứng điều kiện Marshall-Lerner trong bối cảnh kinh tế Việt Nam 5 . Số liệu về các biến số sử dụng từ quý 1 năm 2000 đến quý 1 năm 2016. Kết quả nghiên cứu cho thấy phá giá đồng nội tệ không góp cải thiện cán cân thương mại quốc gia.

Đỗ Thị Mỹ Hương và Đặng Thị Xuân Thơm (2018) 3 đã nghiên cứu tác động của sự thay đổi tỷ giá lên cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 2001- 2015. Nghiên cứu sử dụng mô hình ước lượng phân phối trễ tự hồi quy ARDL, hiệu chỉnh sai số ECM-ARDL. Kết quả nghiên cứu cho thấy trong dài hạn, VNĐ giảm giá thực làm suy giảm cán cân thương mại và ngược lại khi VNĐ lên giá thực sẽ góp phần cải thiện cán cân thương mại. Trong ngắn hạn, mô hình ECM chỉ ra không có mối quan hệ nào giữa tỷ giá và cán cân thương mại.

Qua lược khảo tổng quan các nghiên cứu nước ngoài và trong nước, tác giả nhận thấy rằng đa số các nghiên cứu nước ngoài và trong nước tiếp cận CCTM theo phương pháp tiếp cận co giãn với điều kiện Marshall – Lerner, đường cong J; phương pháp tiếp cận chi tiêu và một số ít nghiên cứu tiếp cận thêm phương pháp số nhân và phương pháp tiền tệ, trên cơ sở tiếp cận đó để phát triển mở rộng mô hình nghiên cứu về các nhân tố tác động đến CCTM. Đa số các nghiên cứu trên đều chỉ ra tỷ giá hối đoái thực, thu nhập quốc nội, thu nhập nước ngoài có tác động đến CCTM. Một số nhân tố mới phát triển thêm có tác động đến CCTM phải kể đến đó là: FDI, cung tiền, lạm phát, chi tiêu chính phủ, chi tiêu của hộ gia đình, tốc độ tăng trưởng nông nghiệp, giá dầu thế giới. Tuy nhiên, kết quả của các nghiên cứu trên chưa đồng nhất về mối quan hệ của tỷ giá hối đoái thực và CCTM. Một số nghiên cứu chỉ ra tỷ giá hối đoái thực tác động tích cực đến CCTM và một số nghiên cứu khác lại chỉ ra tỷ giá hối đoái thực tác động tiêu cực đến CCTM. Hơn thế nữa, ở Việt Nam còn ít nghiên cứu về CCTM tổng thể. Do đó, rất cần có thêm nhiều nghiên cứu thực nghiệm tại Việt Nam để phát hiện thêm các nhân tố mới tác động đến CCTM một cách tương đối đầy đủ và đa chiều cũng như khẳng định thêm mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và CCTM trong bối cảnh sự phát triển chuỗi giá trị gia tăng toàn cầu mạnh mẽ và chiến tranh thương mại Trung Quốc – Mỹ ngày càng căng thẳng. Phần lớn các nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL với dữ liệu năm hoặc quý để đánh giá mối quan hệ dài hạn và ngắn hạn của các nhân tố tác động đến CCTM.

Đề xuất mô hình nghiên cứu

Qua việc hệ thống lý thuyết và các phương pháp tiếp cận về các nhân tố tác động đến CCTM của một quốc gia với các quốc gia và các nghiên cứu thực nghiệm nước ngoài và trong nước, bài viết này sẽ vận dụng lý thuyết về các nhân tố tác động đến CCTM như phương trình (8) và kết hợp với phương pháp tiếp cận co giãn theo điều kiện Marshall – Lerner, đường cong J, phương pháp chi tiêu, phương pháp số nhân để phát triển mở rộng nhằm xây dựng mô hình nghiên cứu. Tác giả đề xuất mô hình các nhân tố tác động đến CCTM của một quốc gia với thế giới được biểu diễn dưới dạng phương trình (9). Các biến lấy Logarithm (ký hiệu L).

TBvwt là cán cân thương mại tổng thể Việt Nam với thế giới năm t. Bài viết đo lường CCTM tổng thể bằng tỷ số giữa tổng giá trị xuất khẩu hàng hóa và tổng giá trị nhập khẩu hàng hóa.

REERwvt là tỷ giá hối đoái thực đa phương được tính toán từ một rổ tỉ giá của các quốc gia đối tác thương mại lớn nhất của Việt Nam năm t. Sự tăng lên trong REER cho thấy đồng nội tệ đang sụt giảm sức mua tương đối với các đồng tiền khác. Ngược lại, REER giảm cho thấy giá trị của đồng nội tệ đang được nâng lên. Theo lý thuyết ở phương trình (8) REER có thể tác động âm hoặc dương lên CCTM. Theo cách tiếp cận co giãn theo điều kiện Marshall – Lerner thì sự phá giá đồng nội tệ sẽ cải thiện CCTM trong dài hạn. Theo cách tiếp cận đường cong J thì sự phá giá đồng nội tệ sẽ làm thâm hụt CCTM trong ngắn hạn và cải thiện CCTM trong dài hạn. Theo cách tiếp cận liên hoàn thì tỷ giá hối đoái thực tăng sẽ làm cho CCTM thâm hụt. Mặt khác, các nghiên cứu thực nghiệm chỉ ra rằng tỷ giá hối đoái thực có thể tác động âm có thể tác động dương đến CCTM. Tác giả đặt kỳ vọng REERwvt có thể tác động âm, có thể tác động dương đến TBvw.

là thu nhập quốc nội thực (GDP thực) của Việt Nam năm t. Theo lý thuyết ở phương trình (8) thì thu nhập quốc nội thực của Việt Nam tác động âm đến CCTM. Theo cách tiếp cận số nhân và chi tiêu thì thu nhập quốc nội thực cao thì chi tiêu hàng hóa nhập khẩu tăng do đó CCTM thâm hụt. Mặt khác, theo cách tiếp cận liên hoàn thì thu nhập tăng thì quốc gia tăng sản xuất hàng hóa trong nước thay thế nhập khẩu, tăng xuất khẩu nên CCTM thặng dư. Một số nghiên cứu thực nghiệm về CCTM ở các nước đang phát triển đều cho thấy rằng thu nhập quốc nội thực có tác động âm đến CCTM. Tương tự, VN cũng là quốc gia đang phát triển. Do đó, tác giả đặt kỳ vọng tác động âm đến .

là thu nhập quốc nội thực của các đối tác thương mại chủ yếu của Việt Nam năm t. Theo lý thuyết ở phương trình (8) thì thu nhập quốc nội thực của các đối tác thương mại, thế giới tác động dương đến CCTM. Thu nhập quốc nội thực của các đối tác thương mại, thế giới tăng thì CCTM được cải thiện. Tác giả đặt kỳ vọng tác động dương đến .

là đầu tư trực tiếp nước ngoài vào Việt Nam năm t. Vốn đầu tư nước ngoài tăng thêm sẽ là nguồn tài chính ổn định để tài trợ cho thâm hụt thương mại, vì khả năng duy trì thâm hụt của một quốc gia bị hạn chế bởi nguồn tài chính bên ngoài. Vốn đầu tư nước ngoài cao hơn có thể giúp gia tăng xuất khẩu, có thể gia tăng nhập khẩu. Tác động của FDI lên CCTM có thể được thể hiện thông qua các yếu tố khác như tăng trưởng kinh tế cao hơn và tích lũy tài sản nước ngoài ròng cao hơn. FDI cũng có thể là một nguồn lực quan trọng để cải thiện năng lực sản xuất trong nước, sau đó là xuất khẩu, khiến cán cân thương mại được cải thiện. Một số nghiên cứu thực nghiệm nước ngoài đối với các quốc gia đang phát triển, FDI có thể tác động âm, có thể tác động dương đến CCTM. Theo tác giả thì về lý thuyết thì FDI được xem là nguồn vốn bổ sung quan trọng để cải thiện năng lực sản xuất trong nước, tạo việc làm, tăng thu nhập, tăng xuất khẩu, CCTM được cải thiện. Tuy nhiên, trong giai đoạn đầu thu hút FDI của các quốc gia, thì FDI chưa có thể tác động tích cực đến CCTM do các yếu tố nội tại của các quốc gia tiếp nhận còn nhiều hạn chế, tính lan tỏa trong quốc gia chưa nhiều, chủ yếu phụ thuộc vào nhập khẩu bên ngoài. Trong trung hạn và dài hạn, FDI sẽ tác động tích cực để cải thiện năng lực sản xuất trong nước, tạo việc làm, tăng thu nhập, tăng xuất khẩu, CCTM được cải thiện. VN đã thu hút FDI ngay từ những năm đầu nền kinh tế mở cửa, thời gian đủ dài để cải thiện các yếu tố nội tại của VN, FDI tác động tích cực đến CCTM. Do đó, bài viết này đặt kỳ vọng tác động dương đến .

là giá trị gia tăng nước ngoài trong xuất khẩu của Việt Nam năm t, biểu thị qua giá trị hàng hóa trung gian nhập khẩu của Việt Nam từ các nước trên thế giới để làm đầu vào cho quá trình sản xuất và xuất khẩu. Giá trị gia tăng nước ngoài trong xuất khẩu của Việt Nam tăng sẽ tác động tiêu cực đến CCTM. Tác giả đặt kỳ vọng tác động âm đến .

Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu

Nghiên cứu sử dụng các biến gồm: , , , . Dữ liệu được theo năm từ năm 1990 đến 2018 ( Table 1 ).

Table 1 Các biến và Nguồn số liệu của các biến

STT	Các biến	Nguồn số liệu
1	Cán cân thương mại Việt Nam với thế giới (TBvw). Tỷ số giữa tổng giá trị xuất khẩu và tổng giá trị nhập khẩu	Niêm giám thống kê VN từ năm 2012 đến 2018
2	Tỷ giá hối đoái thực đa phương (REERwv). Chỉ số được tính toán dựa trên năm gốc là 2010	The International Financial Statistics (IFS)
3	Giá trị quốc nội thực của Việt Nam (RGDPv). Chỉ số được tính toán dựa trên năm gốc là 2010	World Bank database (WDI)
4	Giá trị quốc nội thực của các quốc gia có thương mại với Việt Nam (RGDPw). Chỉ số được tính toán dựa trên năm gốc là 2010	World Bank database (WDI) và tính toán của tác giả
5	Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài của Việt Nam (FDIv).	World Bank database (WDI)
6	Giá trị gia tăng nước ngoài trong xuất khẩu của Việt Nam (FVA)	Worldmrio.com

Phương pháp nghiên cứu

Nhằm phân tích tác động và xác định mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến, nghiên cứu sử dụng phương pháp kiểm định biên (Bound – Testing) được xây dựng bởi Pesaran (2001) 21 dựa trên mô hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL). Phương pháp ARDL thích hợp cho những mẫu có kích thước nhỏ. So với các kiểm định đồng liên kết khác như: Phương pháp Engle-Granger (1987), Johansen (1988), Johansen – Juselius (1990), Gregory và Hansen (1996), phương pháp ARDL có nhiều ưu điểm hơn 23 , 19 , 22 , 18 . Thứ nhất, trong trường hợp số lượng mẫu nhỏ, mô hình ARDL là cách tiếp cận có ý nghĩa, tránh được các khuyết tật đối với cở mẫu nhỏ. Thứ hai, các kỹ thuật đồng liên kết yêu cầu các biến hồi quy được đưa vào liên kết có độ trễ như nhau thì trong cách tiếp cận ARDL, các biến hồi quy có thể dung nạp các độ trễ tối ưu khác nhau. Thứ ba, không đảm bảo về thuộc tính dừng (hay thuộc tính về nghiệm đơn vị) của hệ thống dữ liệu thì áp dụng ARDL là thích hợp nhất cho nghiên cứu thực nghiệm. Chính vì những lý do trên, bài viết sử dụng phương pháp ARDL để phân tích tác động và xác định mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến như liệt kê ở Table 2 . Bài viết sử dụng phần mềm Eviews 9.

Kết quả và thảo luận

Trong nghiên cứu này, phương pháp kiểm định Augmented Dikey-Fuller (ADF) sẽ được áp dụng để kiểm tra tính dừng cho các biến ở Table 2 . Kết quả kiểm định tính dừng được thể hiện trong Table 2 .

Table 2 Kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp ADF

	Chuỗi gốc		Sai phân bậc 1
Biến	Chặn	Chặn & xu thế	Chặn	Chặn & xu thế	Bậc dừng
LTBvw	-1,741871 (0,4002)	-5,718912 (0,0004)***	-3,929823 (0,0062)***	-3,705759 (0,0408)**	I(0)
LREERwv	-3,671893 (0,0104)***	-3,528075 (0,0556)*	-3,239666 (0,0285)**	-3,284925 (0,0901)*	I(0)
LRGDPw	0,254580 (0,9713)	-2,514214 (0,3193)	-4,576780 (0,0012)***	-4,475894 (0,0073)***	I(1)
LRGDPv	-1,156677 (0,6771)	-4,032522 (0,0197)**	-2,506204 (0,1256)	-2,570058 (0,2954)	I(0)
LFDIv	-2,177145 (0,2184)	-2,543373 (0,3066)	-3,943249 (0,0056)***	-3,822991 (0,0308)**	I(1)
LFVAv	-1,511916 (0,5130)	-1,328977 (0,8593)	-5,146942 (0,0003)***	-5,399259 (0,0009)***	I(1)

Kết quả kiểm định tính dừng cho thấy, các biến dừng ở thứ bậc 0 và 1. Tiếp đến, là kiểm định biên (Bound – Testing) để kiểm định mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình ( Table 3 ).

Table 3 Kết quả của kiểm định biên

Biến phụ thuộc	Giá trị thống kê F (Kiểm định Wald)	Hiện tượng đồng liên kết
F(LTBvw/ LRGDPw,LRGDPv,LFDIv,LREERwv,LFVAv)	20,55719	Có
Pesaran (2001)	Giá trị biên*
Mức ý nghĩa	Đường bao I(0 )	Đường bao I(1 )
10%	2,26	3,35
5%	2,62	3,79
2,5%	2,96	4,18
1%	3,41	4,68

Kết quả kiểm định biên cho thấy tồn tại hiện tượng đồng liên kết giữa các biến ở 4 mức ý nghĩa. Nói cách khác, có mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa LTBvw và LRGDPw, LRGDPv, LFDIv, LREERwv, LFVAv.

Để tính toán hệ số cân bằng dài hạn giữa các biến, bước tiếp theo là xác định độ trễ tối ưu cho mô hình ARDL. Tổ hợp tối ưu sẽ tương ứng với mô hình có chỉ tiêu Akaike nhỏ nhất. Kết quả định lượng chỉ ra mô hình tối ưu là ARDL (2, 2, 1, 1, 2, 2) ( Table 4 ).

Table 4 Hệ số cân bằng trong dài hạn ARDL (2, 2, 1, 1, 2, 2).

Biến phụ thuộc: LTBvw
Biến độc lập	Hệ số hồi quy	Sai số chuẩn	Giá trị thống kê t	Xác suất
LREERwv	-1,450981***	0,339707	-4,271267	0,0013
LRGDPv	-2,936782***	0,654241	-4,488838	0,0009
LRGDPw	9,100609***	1,337911	6,802105	0,0000
LFVAv	-0,799599***	0,124560	-6,419408	0,0000
LFDIv	0,233867***	0,061147	3,824653	0,0028
C	-86,996134***	11,641170	-7,473144	0,0000
R-squared	0,987549
Adjusted R-squared	0,970569
Normality test: JB= 0,400891 (0,818366)
Serial correlation test: LM= 3,234563 (0,0874)
Ramsey RESET test =0,193784(0,8502)
White Heteroscedasticity= 19,44940 (0,1941)

Từ kết quả nghiên cứu cho thấy, trong dài hạn cả 5 biến đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% và phù hợp với giả thuyết nghiên cứu ban đầu đặt ra. Các nhân tố tác động đến CCTM tổng thể Việt Nam bao gồm: Tỷ giá hối đoái thực đa phương, thu nhập quốc nội thực của Việt Nam, thu nhập quốc nội thực của các đối tác Việt Nam, vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài và giá trị gia tăng nước ngoài trong xuất khẩu.

Tỷ giá hối đoái thực đa phương tác động âm đến CCTM Việt Nam, có thể khẳng định đây là dấu hiệu cho thấy sự tồn tại của đường cong J tại Việt Nam. Theo lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm đều cho thấy REER có thể tác động âm hoặc dương đến CCTM. Nếu sự tăng lên của REERwv cho thấy sự sụt giảm giá trị VNĐ so với rổ tiền tệ của các đối tác thương mại chủ yếu của VN sẽ thúc đẩy xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu làm cho CCTM thặng dư. Nhưng thực tế REERwv tác động âm đến CCTM điều này có thể do các nguyên nhân chính sau: Thứ nhất, phát triển xuất khẩu một số ngành hàng mũi nhọn của Việt Nam đã và đang phụ thuộc vào nhập khẩu từ bên ngoài. Các mặt hàng nhập khẩu cũng chính là các mặt hàng xuất khẩu luôn chiếm tỷ trọng lớn trong cơ cấu mặt hàng xuất nhập khẩu của Việt Nam trong suốt thời gian qua như: Máy móc, thiết bị, dụng cụ, phụ tùng, máy vi tính, sản phẩm điện, linh kiện, các nguyên liệu sản xuất, hàng tiêu dùng có giá trị cao. Thứ hai, Việt Nam nhập khẩu máy móc, thiết bị, dụng cụ để sử dụng cho nhu cầu nội địa. Điều này cho thấy khi sự sụt giảm giá trị VNĐ làm cho giá trị xuất khẩu gia tăng ít hơn sự gia tăng của giá trị nhập khẩu, có thể thấy rằng một phần giá trị nhập khẩu đã được giữ lại cho nền kinh tế nội địa. Về lâu dài, nếu như cơ cấu các mặt hàng xuất khẩu, nhập khẩu này không có gì thay đổi, giá trị nhập khẩu giữ lại cho nền kinh tế nội địa được duy trì thì sự phá giá VNĐ làm tăng REERwv sẽ làm cho CCTM Việt Nam tiếp tục thâm hụt. Thứ ba, Việt Nam có lợi thế so sánh về các mặt hàng sản xuất xuất khẩu nông sản nhưng năng lực sản xuất xuất khẩu của các doanh nghiệp trong nước còn hạn chế, chất lượng sản phẩm xuất khẩu chưa đáp ứng yêu cầu xuất khẩu nên khi phá giá đồng nội tệ thì hoạt động xuất khẩu và CCTM chưa chắc đã cải thiện.

Thu nhập quốc nội thực của Việt Nam tác động âm đến CCTM. Thu nhập quốc nội thực của Việt Nam gia tăng dẫn đến CCTM thâm hụt. Sự phát triển kinh tế của Việt Nam đã và đang phụ thuộc nhiều vào hoạt động nhập khẩu, nhập khẩu để phục vụ sản xuất xuất khẩu như các mặt hàng máy móc, thiết bị, dụng cụ, điện thoại và linh kiện, nguyên phụ liệu dệt may, da giày, chất dẻo nguyên liệu. Mặt khác, sự phát triển mạnh mẽ của ngành bất động sản và xây dựng ở Việt Nam đã làm gia tăng lượng nhập khẩu sắt thép. Hay sự nhập khẩu xăng dầu, nhập khẩu thiết bị y tế và dược phẩm để phục vụ tiêu dùng trong nước. Điều này cho thấy, các ngành sản xuất trong nước để phục vụ tiêu dùng, sản xuất xuất khẩu còn nhiều hạn chế.

Thu nhập quốc nội của các đối tác thương mại Việt Nam tăng, chi tiêu cho hàng hóa nhập khẩu tăng nên tác động tích cực đến CCTM Việt Nam. CCTM VN được cải thiện đáng kể từ năm 2012 là do tốc độ tăng trưởng kinh tế của các đối tác thương mại quan trọng của Việt Nam và thế giới cao. Trong thời gian tới, Việt Nam nên tận dụng những cơ hội tăng trưởng kinh tế của thế giới cùng với những giải pháp về điều kiện kinh tế vĩ mô để cải thiện cán cân thương mại Việt Nam.

Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài tác động tích cực đến CCTM Việt Nam. Nhìn vào Table 5 cho thấy CCTM khu vực FDI luôn thặng dư và có xu hướng gia tăng mạnh mẽ, CCTM khu vực kinh tế trong nước ngày càng thâm hụt gia tăng. CCTM tổng thể dương là do sự đóng góp của khu vực FDI. Điều này cho thấy sự hoạt động của khu vực FDI ngày càng hiệu quả và khu vực kinh tế trong nước đóng vai trò trụ cột chính lại kém hiệu quả và phụ thuộc ngày càng nhiều vào hàng nhập khẩu. Thêm vào đó, các nước đang phát triển như Việt Nam việc thu hút FDI để tranh thủ chuyển giao công nghệ, từng bước kích thích, nâng cao năng lực sản xuất của các khu vực kinh tế trong nước thông qua tính lan tỏa của FDI, nhưng thực tế giai đoạn 2011–2017 có 115 hợp đồng chuyển giao từ nước ngoài vào Việt Nam với tổng giá trị ước tính khoảng 447.000 tỷ đồng. Trong đó, có 02 hợp đồng chuyển giao công nghệ của Tập đoạn Samsung thực hiện năm 2017 có giá trị khoảng 323.000 tỷ đồng. Đa số các hợp đồng chuyển giao công nghệ vào Việt Nam là công nghệ kém, lạc hậu (chiếm khoảng 70%), công nghệ trung bình chiếm khoảng 15% và công nghệ cao chỉ chiếm khoảng 5%. Từ phân tích này cho thấy, CCTM Việt Nam đang phụ thuộc nhiều vào FDI, trong khi đó khu vực kinh tế trong nước ngày càng biểu hiện nhiều yếu kém và không hấp thụ được tính lan tỏa từ khu vực FDI với nhiều nguyên nhân khác nhau: Do sự chênh lệch về trình độ công nghệ, kỹ năng và trình độ lao động trình độ cao, kỹ năng tinh xảo còn hạn chế, chính sách khuyến khích chuyển giao công nghệ nguồn, công nghệ tiên tiến còn hạn chế, ….Chính vì vậy, để CCTM cải thiện bền vững, cần chú trọng khuyến khích các doanh nghiệp khu vực kinh tế trong nước sản xuất hiệu quả, phát triển các ngành công nghiệp hỗ trợ để phục vụ nguyên vật liệu đầu vào cho các doanh nghiệp FDI giảm nhập khẩu bên cạnh việc duy trì thu hút FDI theo hướng chọn lọc.

Table 5 Cán cân thương mại trong khu vực FDI giai đoạn 2011 – 2017

Năm	Cán cân thương mại (triệu USD)
	Tổng	Khu vực kinh tế trong nước	Khu vực FDI
2011	-9.844,10	-16.581,40	6.737,30
2012	748,80	-11.562,00	12.310,80
2013	0,30	-13.714,90	13.715,20
2014	2.368,00	-14.600,90	16.968,90
2015	-3.759,20	-20.913,10	17.153,90
2016	1.602,40	-22.197,10	23.799,50
2017	2.915,40	-25.775,70	28.691,10

Giá trị gia tăng nước ngoài trong hàng hóa xuất khẩu của Việt Nam tác động âm đến CCTM Việt Nam. Xét giá trị gia tăng trên các phân khúc khác nhau của chuỗi giá trị, lắp ráp, sản xuất thường chiếm một phần tương đối nhỏ trong tổng giá trị của sản phẩm cuối cùng. Phần lớn giá trị được tạo ra tại các ngành thượng nguồn như công tác nghiên cứu và phát triển, sản xuất chế tạo. Trong thời gian qua Việt Nam chủ yếu tập trung vào khu lắp ráp cơ bản, sử dụng nhiều lao động nên giá trị gia tăng nội địa vào xuất khẩu không cao. Tỷ trọng của giá trị gia tăng nước ngoài trong xuất khẩu của Việt Nam gia tăng theo thời gian, đặc biệt là các hoạt động chế tạo hàng hóa có giá trị cao như các mặt hàng điện tử, điện thoại, máy tính. Điều này cho thấy chi phí nhập khẩu còn lớn hơn giá trị gia tăng nội địa thêm vào xuất khẩu nên làm cho CCTM thâm hụt. Nguyên nhân của tình trạng này là do các ngành thượng nguồn trong chuỗi giá trị toàn cầu ở Việt Nam còn hạn chế.

Kết luận và một số kiến nghị

Kết luận

Bằng phương pháp kiểm định biên và vận dụng mô hình ARDL với số liệu thống kê theo năm từ 1990 đến 2018, bài viết đã xác định và phân tích được mức độ tác động của các nhân tố tác động đến CCTM tổng thể Việt Nam đó là: Thu nhập quốc nội thực của các đối tác Việt Nam; thu nhập quốc nội thực của Việt Nam; tỷ giá hối đoái thực đa phương; giá trị gia tăng hàng nhập khẩu ở nước ngoài trong xuất khẩu; vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài.

Thảo luận

Từ các kết quả nghiên cứu và các nội dung thảo luận, tác giả có một số kiến nghị đối với các nhà hoạch định chính sách nhằm cải thiện CCTM Việt Nam trong thời gian tới.

Thứ nhất, sự phá giá đồng VNĐ so với rổ tiền tệ để cải thiện CCTM có hiệu quả khi phát triển sản xuất các sản phẩm có lợi thế cạnh tranh, thay thế hàng nhập khẩu. Bên cạnh việc thúc đẩy phát triển xuất khẩu, giảm nhập khẩu bằng việc đẩy mạnh sản xuất hàng trong nước, các loại nguyên liệu, các mặt hàng phụ trợ cho sản xuất tiêu dùng, sản xuất hàng xuất khẩu thay thế hàng nhập khẩu cũng là một biện pháp quan trọng hạn chế nhập siêu. Bên cạnh đó, Việt Nam cần nâng cao năng lực sản xuất xuất khẩu các mặt hàng Việt Nam có lợi thế so sánh (như các ngành hàng nông sản) với chất lượng đáp ứng yêu cầu xuất khẩu với giá trị gia tăng cao để tận dụng tốt phá giá đồng VNĐ gia tăng xuất khẩu.

Thứ hai, cùng với sự tăng trưởng kinh tế, Việt Nam cần khuyến khích phát triển các ngành hàng phục vụ tiêu dùng cho nước, sản xuất xuất khẩu hạn chế nhập khẩu đối với các mặt hàng dược phẩm, dụng cụ y tế, sắt thép, xăng dầu. Việt Nam cần có các chính sách khuyến khích tìm kiếm nguồn năng lượng thay thế giảm sự phụ thuộc nhiều vào xăng dầu.

Thứ ba, Việt Nam cần tiếp tục thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI chọn lọc và tăng tính lan tỏa của FDI trong nền kinh tế. Thu hút FDI theo hướng giảm số lượng gia tăng chất lượng, tập trung vào đầu tư công nghệ cao, giá trị gia tăng lớn, ưu tiên các dự án chuyển giao công nghệ nguồn, công nghệ tiên tiến từ các quốc gia phát triển. Việt Nam cần xây dựng cơ chế kết nối hiệu quả liên kết các doanh nghiệp FDI và các doanh nghiệp trong nước để tạo sức lan tỏa cho nền kinh tế.

Thứ tư, Nhà nước cần tạo điều kiện để các doanh nghiệp thuộc khu vực kinh tế trong nước nâng cao hiệu quả hoạt động để sản xuất phục vụ tiêu dùng nội địa, là nguyên liệu đầu vào then chốt phục vụ cho các doanh nghiệp FDI và sản xuất xuất khẩu các sản phẩm

Thứ năm, hạn chế giá trị gia tăng nước ngoài trong xuất khẩu thay vào đó là gia tăng giá trị nội địa Việt Nam trong xuất khẩu. Việt Nam cần phải tập trung xây dựng năng lực cho các doanh nghiệp trong nước cùng với xây dựng các cơ chế hỗ trợ để giúp các doanh nghiệp từng bước phát triển các ngành công nghiệp hỗ trợ liên quan nghiên cứu và phát triển sản phẩm, chế tạo các sản phẩm có giá trị gia tăng cao. Chỉ khi nào các ngành công nghiệp hỗ trợ thượng nguồn phát triển mới có thể hạn chế giá trị gia tăng nước ngoài trong xuất khẩu để cải thiện CCTM.

LỜI CẢM ƠN

Nghiên cứu này được tài trợ bởi ngân sách của ĐHQG-HCM với mã số đề tài C2017-34-08.

DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT

ARDL: Autoregressive Distritued Lag: Phân phối độ trễ tự hồi quy

CCTM: Cán cân thương mại

ECM: Error Corection Model: Mô hình sai số hiệu chỉnh

FDI: Foreign Direct Investment: Đầu tư trực tiếp nước ngoài

GDP: Gross Domestic Product: Tổng sản phẩm quốc nội

OLS: Ordinary least squares: Bình phương bé nhất

REER: Real Effective Exchange Rate: Tỷ giá thực đa phương

VECM: Vector error correction model: Mô hình hiệu chỉnh sai số

VN: Việt Nam

VNĐ: Việt Nam đồng

FVA: Foreign value-added: Giá trị gia tăng nước ngoài

XUNG ĐỘT LỢI ÍCH

Tác giả xin cam đoan rằng không có bất kì xung đột lợi ích nào trong công bố bài báo

ĐÓNG GÓP CỦA CÁC TÁC GIẢ

Đây là bài viết độc lập của tác giả bài viết.