GIỚI THIỆU CHUNG
Biến động tỷ giá
Sự biến động tỷ giá hối đoái gây ra rủi ro tỷ giá hối đoái, ảnh hưởng đáng kể đến thương mại quốc tế Các nghiên cứu về mối quan hệ này vẫn còn nhiều tranh cãi Một số nhà kinh tế cho rằng, khi tỷ giá hối đoái biến động mạnh, chi phí lo sợ rủi ro của nhà kinh doanh tăng lên, dẫn đến giảm sút thương mại nước ngoài Điều này xảy ra vì tỷ giá hối đoái được xác định khi ký hợp đồng, nhưng thanh toán lại diễn ra sau đó, tạo ra sự không chắc chắn về lợi nhuận Hơn nữa, rủi ro tỷ giá thường ảnh hưởng đến tất cả các quốc gia, nhưng không phải nhà kinh doanh nào cũng tham gia thị trường kỳ hạn để tự bảo hiểm Ngay cả khi có bảo hiểm rủi ro, vẫn tồn tại các hạn chế và vấn đề chi phí.
Khối lượng hợp đồng quốc tế thường lớn và kỳ hạn ngắn, khiến việc lập kế hoạch giao dịch để tận dụng thị trường kỳ hạn trở nên khó khăn Những lý thuyết mới cho thấy tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng tích cực hoặc tiêu cực đến thương mại De Grauwe (1988) chỉ ra rằng hiệu ứng thu nhập có thể tạo ra mối quan hệ tích cực giữa thương mại và biến động tỷ giá, với xuất khẩu bị ảnh hưởng bởi mức độ lo ngại rủi ro Các mô hình lý thuyết gần đây về hiện tượng trễ trong thương mại quốc tế cho thấy rằng sự gia tăng bất định trong biến động tỷ giá có thể tác động đến thương mại nước ngoài, đặc biệt khi chi phí chìm trong giao dịch quốc tế là đáng kể.
Cùng với sự phát triển của hệ thống tỷ giá thế giới, kể từ sau cuộc cải cách lớn vào năm
Từ năm 1989, hệ thống tỷ giá hối đoái tại Việt Nam đã trải qua nhiều biến động, tác động mạnh mẽ đến các hoạt động kinh tế và thương mại trong nước.
Trước năm 1988, chế độ độc quyền ngoại thương và ngoại hối đã khiến Nhà nước can thiệp trực tiếp vào việc xác định tỷ giá, bỏ qua quan hệ cung cầu thực tế trên thị trường ngoại hối Quan hệ thương mại chủ yếu với các nước trong khối SEV diễn ra chủ yếu qua hình thức hàng đổi hàng với tỷ giá cố định theo hiệp ước giữa các chính phủ Hệ thống tỷ giá cố định và đa tỷ giá này không chỉ tạo ra rào cản lớn mà còn cản trở sự phát triển thương mại trong nước, làm giảm động lực cho hoạt động xuất khẩu.
Từ năm 1989-1992, thị trường truyền thống Đông Âu và Liên Xô cũ bị gián đoạn, buộc chúng ta chuyển sang khu vực giao dịch bằng USD Kể từ đó, cơ chế tỷ giá cố định dần được thay thế bằng cơ chế điều tiết của Nhà nước theo tín hiệu thị trường Tỷ giá hối đoái được áp dụng theo tỷ giá chính thức do NHNN công bố và cho phép dao động trong một biên độ nhất định Sự đổi mới trong cơ chế tỷ giá, cùng với việc xóa bỏ chế độ độc quyền ngoại thương và khuyến khích các tổ chức kinh tế tham gia xuất nhập khẩu, đã mang lại những chuyển biến tích cực cho nền thương mại Việt Nam.
Trong bối cảnh nền kinh tế thế giới diễn biến phức tạp và tình trạng mất cân bằng cung cầu ngoại tệ, Ngân hàng Nhà nước đã nhiều lần điều chỉnh tăng tỷ giá USD/VND Điều này nhằm hạn chế nhập siêu, giảm thiểu rủi ro cho nền kinh tế và cải thiện sự mất cân bằng của đồng Việt Nam so với USD, đưa tỷ giá về trạng thái cân bằng Hình 1.1 minh họa diễn biến tỷ giá USD/VND theo ngày từ 1/1.
Giai đoạn 2004-2007, với 1000 quan sát đầu tiên, đánh dấu sự gia nhập WTO của Việt Nam vào năm 2007 Tiếp theo, giai đoạn 2008-2009 chứng kiến nhiều biến động đáng kể về tỷ giá trên thị trường tiền tệ Việt Nam.
Hình 1 1: Diễn biến tỷ giá USD/VND theo ngày từ 1/1/ 2004-28/6/2013, 2530 ngày theo dõi
Từ quý 2/2008, lạm phát tại Việt Nam gia tăng nhanh chóng, chịu ảnh hưởng từ cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu Đến giữa năm 2008, nền kinh tế Việt Nam bắt đầu suy thoái, dẫn đến việc luồng vốn đầu tư đảo chiều Đồng VND liên tục mất giá so với USD, và xu hướng này kéo dài đến hết năm 2009.
Năm 2009, tỷ giá chính thức USD/VND đã tăng 5,6% so với cuối năm 2008 Tỷ giá niêm yết tại các ngân hàng thương mại (NHTM) liên tục biến động và thường xuyên ở mức trần của biên độ dao động mà Ngân hàng Nhà nước (NHNN) công bố Để đối phó với tình trạng đầu cơ tiền tệ và giảm áp lực thị trường, NHNN đã chính thức phá giá VND lên mức 5,4% vào ngày 26/11/2009, đồng thời thu hẹp biên độ dao động xuống còn +/- 3%.
Vào ngày 11/02/2010, Ngân hàng Nhà nước (NHNN) đã nâng tỷ giá chính thức từ 17.941 VND/USD lên 18.544 VND/USD, dẫn đến việc phá giá 3,3% do áp lực thị trường Tiếp theo, vào ngày 17/08/2010, NHNN tiếp tục điều chỉnh tỷ giá tăng thêm 2,1% lên 18.932 VND/USD.
Cuối năm 2010, giá vàng thế giới tăng cao đã dẫn đến giá vàng trong nước gia tăng, cùng với sự dư cầu ngoại tệ làm tăng áp lực tỷ giá Để đối phó với tình hình này, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã quyết định nâng tỷ giá chính thức USD/VND lên 9,3% và giảm biên độ dao động xuống còn +/-1% vào đầu tháng 2/2011.
Năm 2011, những nỗ lực của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) nhằm ổn định tỷ giá đã đạt được hiệu quả tích cực, dẫn đến tình hình tỷ giá năm 2012 diễn ra ổn định và không có nhiều biến động bất thường.
Biến động tỷ giá trong những năm gần đây có ảnh hưởng lớn đến nền kinh tế Việt Nam, đặc biệt là trong lĩnh vực xuất khẩu Khi đồng nội tệ tăng giá, hàng hóa trong nước trở nên đắt đỏ hơn so với hàng hóa nước ngoài, dẫn đến việc khuyến khích nhập khẩu và hạn chế xuất khẩu, gây ra sự giảm sút trong xuất khẩu ròng Ngược lại, khi đồng nội tệ giảm giá, xuất khẩu sẽ được thúc đẩy trong khi nhập khẩu bị hạn chế Do đó, mức độ biến động tỷ giá cao có thể làm gia tăng sự bất ổn trong thương mại.
Cán cân thương mại
Từ quý 1/2004 đến quý 2/2013, giá trị xuất, nhập khẩu của Việt Nam có xu hướng tăng trưởng mặc dù gặp phải một số giai đoạn giảm sút Cán cân thương mại của nước ta liên tục thâm hụt, đặc biệt trong giai đoạn 2008-2009, khi tỷ giá ghi nhận nhiều biến động do tác động của cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu, điều này cũng dẫn đến sự biến động mạnh mẽ trong hoạt động xuất, nhập khẩu.
Hình 1.2: Tình hình xuất, nhập khẩu và CCTM Việt Nam từ quý 1/2004-quý 2/2013
(Nguồn: Tổng cục Thống kê)
Trong quý 1/2008, giá trị xuất, nhập khẩu tăng cao đột biến nhưng nhanh chóng giảm sau quý 1/2009 Cán cân thương mại từ thâm hụt khoảng 10 tỷ USD đã dần được quân bình và thặng dư trở lại sau quý 1/2009 Tuy nhiên, sau đó, cán cân thương mại lại bị thâm hụt do nhập khẩu gia tăng, mặc dù xuất khẩu cũng có tăng trưởng nhưng vẫn chưa khắc phục được tình trạng nhập siêu Nhờ những nỗ lực điều chỉnh tỷ giá trong năm 2011, tỷ giá USD/VND đã ổn định và dao động ít Đến quý 2/2013, tổng kim ngạch xuất, nhập khẩu đạt trên 66,6 tỷ USD, tăng 33,8% so với cùng kỳ năm 2011.
Kể từ khi thực hiện chính sách Đổi mới kinh tế, Việt Nam đã mở rộng quan hệ ngoại giao với hơn 180 quốc gia và tổ chức, trong đó có quan hệ thương mại với hơn 220 thị trường quốc tế Mỹ là một trong những đối tác thương mại lớn nhất của Việt Nam, và từ khi gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) năm 2007, quan hệ thương mại Việt-Mỹ đã có những bước tiến mạnh mẽ Tổng kim ngạch xuất khẩu hàng hóa của Việt Nam sang Mỹ đã tăng từ 6,77 tỷ USD năm 2005 lên 24,49 tỷ USD năm 2012, cho thấy sự gia tăng đáng kể trong dòng chảy thương mại giữa hai nước Cán cân thương mại với Mỹ luôn duy trì mức thặng dư lớn, góp phần vào sự cân bằng tổng thể của cán cân thương mại Việt Nam Do đó, Mỹ được chọn làm quốc gia điển hình để phân tích dòng chảy thương mại trong nghiên cứu này.
Lý thuyết về mối quan hệ giữa tỷ giá và hoạt động thương mại quốc tế
Sự gia tăng giá trị đồng nội tệ có thể làm xấu đi cán cân thương mại do hàng hóa trong nước trở nên đắt đỏ hơn so với hàng hóa nước ngoài, gây bất lợi cho xuất khẩu và thuận lợi cho nhập khẩu, dẫn đến giảm xuất khẩu ròng Ngược lại, khi đồng nội tệ mất giá, hàng hóa nội địa trở nên rẻ hơn so với hàng ngoại, từ đó cải thiện cán cân thương mại bằng cách tăng xuất khẩu và giảm nhập khẩu, tạo lợi thế cho hàng xuất khẩu trên thị trường quốc tế.
Tỷ giá hối đoái, khi được điều chỉnh theo chênh lệch lạm phát giữa hai quốc gia, có mối quan hệ nghịch biến với cán cân thương mại Điều này có nghĩa là xuất khẩu ròng phụ thuộc vào tỷ giá hối đoái thực.
Biến động tỷ giá ảnh hưởng đến thương mại thông qua hiệu ứng phá giá tiền tệ, hay còn gọi là hiệu ứng đường cong J Khi đồng nội tệ bị phá giá, giá trị của nó giảm so với các ngoại tệ khác, dẫn đến tỷ giá danh nghĩa tăng và tỷ giá thực cũng tăng theo Sự thay đổi này kích thích hoạt động xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, từ đó cải thiện cán cân thương mại.
Khi tỷ giá tăng, giá xuất khẩu tính bằng ngoại tệ trở nên rẻ hơn, trong khi giá nhập khẩu tính theo đồng nội tệ lại tăng, điều này được gọi là hiệu ứng giá cả Sự tăng giá xuất khẩu dẫn đến việc gia tăng khối lượng xuất khẩu và hạn chế khối lượng nhập khẩu, hiện tượng này được gọi là hiệu ứng khối lượng Cán cân thương mại sẽ xấu đi hoặc cải thiện tùy thuộc vào việc hiệu ứng giá cả hay hiệu ứng khối lượng chiếm ưu thế hơn.
Trong ngắn hạn, khi tỷ giá tăng, giá hàng hóa xuất khẩu trở nên rẻ hơn trong khi hàng nhập khẩu đắt hơn do giá cả và tiền lương trong nước cứng nhắc Các hợp đồng xuất khẩu đã ký với tỷ giá cũ và doanh nghiệp chưa đủ nguồn lực để tăng sản xuất nhằm đáp ứng nhu cầu xuất khẩu và nội địa Đồng thời, tâm lý người tiêu dùng cũng ảnh hưởng đến cầu hàng nhập khẩu, khiến cho dù giá hàng nhập khẩu tăng lên sau khi phá giá, người tiêu dùng vẫn lo ngại về chất lượng hàng nội địa và chưa tìm được hàng thay thế phù hợp, dẫn đến cầu hàng nhập khẩu không giảm ngay lập tức.
Trong ngắn hạn, số lượng hàng xuất khẩu không tăng nhanh chóng, trong khi số lượng hàng nhập cũng không giảm mạnh Do đó, hiệu ứng giá cả trở nên nổi bật hơn so với hiệu ứng số lượng, dẫn đến tình trạng cán cân thương mại xấu đi.
Trong dài hạn, việc giảm giá hàng nội địa đã kích thích sản xuất trong nước và giúp người tiêu dùng có thời gian để so sánh chất lượng hàng nội địa với hàng nhập khẩu Doanh nghiệp cũng có đủ thời gian để tập hợp các nguồn lực nhằm tăng khối lượng sản xuất Khi đó, sản lượng bắt đầu co giãn, và hiệu ứng số lượng vượt trội hơn hiệu ứng giá cả, dẫn đến cải thiện cán cân thương mại Hiện tượng này được mô tả qua đường cong J, cho thấy cán cân thương mại xấu đi trong ngắn hạn nhưng cải thiện trong dài hạn Kết quả nghiên cứu của Kgruman (1991) về cuộc phá giá đô la Mỹ từ 1985-1987 chỉ ra rằng, mặc dù cán cân thương mại ban đầu xấu đi, nhưng sau khoảng hai năm, nó đã được cải thiện.
Đường cong J xuất hiện do trong ngắn hạn, hiệu ứng giá cả chiếm ưu thế hơn hiệu ứng số lượng, dẫn đến sự suy giảm cán cân thương mại Ngược lại, trong dài hạn, hiệu ứng số lượng lại vượt trội hơn, giúp cải thiện cán cân thương mại.
Thời gian ảnh hưởng đến cán cân thương mại theo lý thuyết đường cong J còn phụ thuộc vào nhiều yếu tố như năng lực sản xuất hàng hóa thay thế nhập khẩu, tỷ trọng hàng hóa đủ tiêu chuẩn xuất khẩu, tỷ trọng hàng nhập khẩu trong giá thành sản xuất trong nước, mức độ linh hoạt của tiền lương, tâm lý người tiêu dùng và thương hiệu quốc gia của hàng hóa nội địa.
Nghiên cứu sự ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại quốc tế của Việt Nam thông qua lý thuyết phương trình thương mại quốc tế và mô hình ARCH, sử dụng phân tích số liệu xuất, nhập khẩu tổng hợp, song phương và theo mặt hàng Phân tích này giúp làm rõ các ảnh hưởng cụ thể từ biến động tỷ giá đối với hoạt động thương mại của Việt Nam.
PHƯƠNG PHÁP THỰC NGHIỆM
Xây dựng mô hình nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu này dựa trên lý thuyết thương mại quốc tế, trong đó thương mại của một quốc gia được thể hiện qua giá trị thực của xuất khẩu và nhập khẩu với các quốc gia khác Thương mại được xem là hàm số của thu nhập thực trong nước và nước ngoài, cùng với tỷ giá thực và sự biến động của tỷ giá.
Theo lý thuyết, khi thu nhập thực tế tăng, mức tiêu thụ hàng hóa cũng tăng theo, dẫn đến nhu cầu gia tăng đối với hàng hóa nước ngoài Điều này khiến GDP tăng và nhập khẩu có xu hướng gia tăng Mức tăng nhập khẩu khi GDP tăng phụ thuộc vào xu hướng nhập khẩu biên, tức là phần GDP tăng thêm mà người dân muốn chi cho hàng hóa nhập khẩu Bên cạnh đó, giá cả tương đối giữa hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hóa nhập khẩu cũng ảnh hưởng đến nhập khẩu; nếu giá trong nước tăng cao hơn so với giá quốc tế, nhập khẩu sẽ tăng và ngược lại.
Xuất khẩu của một quốc gia phụ thuộc vào tình hình kinh tế của các quốc gia khác, vì xuất khẩu của nước này chính là nhập khẩu của nước khác Do đó, hoạt động xuất khẩu chủ yếu liên quan đến sản lượng và thu nhập của các đối tác thương mại.
Tỷ giá hối đoái đóng vai trò quan trọng trong việc xác định giá cả hàng hóa nội địa so với hàng hóa quốc tế Khi tỷ giá của đồng tiền tăng, hàng hóa nhập khẩu trở nên đắt hơn, trong khi hàng xuất khẩu lại rẻ hơn cho người nước ngoài Điều này thúc đẩy xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, dẫn đến tăng trưởng xuất khẩu ròng.
Trong mô hình này, việc xác định biến tỷ giá và thu nhập nước ngoài là yếu tố quyết định Nghiên cứu này tập trung vào mối quan hệ giữa thu nhập và các biến số kinh tế liên quan.
GDP thực của Mỹ và tỷ giá giữa đôla Mỹ và đồng Việt Nam được lựa chọn do ảnh hưởng lớn đến thương mại Việt Nam Mỹ là đối tác thương mại lớn của Việt Nam, chiếm tỷ trọng xuất nhập khẩu cao, và hầu hết các hợp đồng thương mại quốc tế sử dụng USD Dựa trên lý thuyết của Michael D Mckenzie (1997) về tác động của biến động tỷ giá lên dòng chảy thương mại Úc-Mỹ, mô hình nghiên cứu đã được xây dựng để phân tích mối quan hệ này.
X VN t /P VN t = f [Y US t /P US t , Y VN t /P VN t , e US t * (P US t /P VN t ), V t ] (6)
M VN t /P VN t = f [Y US t /P US t , Y VN t /P VN t , e US t * (P US t /P VN t ), V t ] (7) Trong đó:
X VN t : Xuất khẩu của Việt Nam ở thời gian t
M VN t : Nhập khẩu của Việt Nam ở thời gian t
Y US t : GDP của Mỹ ở thời gian t
Y VN t : GDP của Việt Nam ở thời gian t e t : Tỷ giá danh nghĩa USD/VND ở thời gian t
P US t : CPI của Mỹ ở thời gian t
P VN t : CPI của Việt Nam ở thời gian t
Kỳ vọng về các mối quan hệ trong phương trình ước lượng:
- Mức độ thương mại giữa Việt Nam và Mỹ tăng lên khi thu nhập thực tế tăng lên
- Tỷ giá thực giảm làm gia tăng xuất khẩu và giảm nhập khẩu vì sự ảnh hưởng của mức giá tương đối
- Biến động tỷ giá có thể ảnh hưởng tích cực hoặc tiêu cực lên thương mại quốc tế của Việt Nam.
Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Sử dụng bộ dữ liệu chuỗi thời gian hàng quý gồm 38 quan sát được thu thập từ các nguồn đáng tin cậy từ quý 1 năm 2004 đến quý 2 năm 2013:
Dữ liệu xuất khẩu, nhập khẩu tổng hợp, GDP của Việt Nam được lấy từ Tổng Cục thống kê Việt Nam (GSO)
Dữ liệu về GDP của Mỹ, chỉ số CPI của Mỹ và Việt Nam, cùng với tỷ giá danh nghĩa USD/VND theo quý, được thu thập từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF), trong khi tỷ giá USD/VND hàng ngày được lấy từ Thomson Reuters.
Ước lượng biến động tỷ giá
Để phân tích biến động tỷ giá theo mô hình ARCH, chúng tôi đã sử dụng dữ liệu tỷ giá hàng quý với 38 quan sát, bắt đầu từ quý 1 năm 2004 đến quý 2 năm 2013.
Khi kiểm tra tác động ARCH đối với mô hình ARIMA đã chọn, kết quả từ biểu đồ tự tương quan ACF và tự tương quan riêng từng phần PACF không cho thấy sự ấn tượng Điều này có thể do hạn chế về số lượng quan sát hoặc bất thường trong dữ liệu, dẫn đến việc các biến động chưa thể hiện xu hướng rõ ràng Do đó, ảnh hưởng ARCH không được thể hiện rõ ràng trong mô hình Để khắc phục, tác giả đã sử dụng dữ liệu quan sát hàng ngày để tính toán biến động tỷ giá, sau đó điều chỉnh thành biến động theo quý để phù hợp với chuỗi thời gian của các biến kinh tế trong mô hình hồi quy dòng chảy thương mại.
Chuỗi tỷ giá theo ngày {e t} có 2530 quan sát và được nhập vào Eviews Biến động tỷ giá được xác định bằng cách tính sai phân bậc 1 của logarith tỷ giá.
3.3.1 Kiểm định tính dừng của chuỗi biến động tỷ giá theo ngày
Giả thiết Ho : Chuỗi không dừng
Sử dụng Eviews 6.0 để thực hiện kiểm định Dickey-Fuller cho chuỗi biến động tỷ giá USD/VND, ký hiệu là Vt, cho thấy kết quả |qs| = 21.28318 lớn hơn α, với mọi mức ý nghĩa α = 1%, α = 5%, và α = 10% Do đó, chúng ta kết luận rằng chuỗi biến động tỷ giá này là chuỗi dừng.
Hệ số DW = 2.007694 cho biết u t không tự tương quan
Bảng 3.1: Kết quả kiểm định tính dừng cho chuỗi dữ liệu biến động tỷ giá theo ngày
3.3.2 Ước lượng các tham số của mô hình ARIMA
Từ lược đồ tự tương quan ACF và PACF đối với chuỗi biến động tỷ giá (bảng 5.2) cho biết các tham số p = 1, p = 2 và q = 1, q = 2
Bảng 3.2: Correlogram Specification của biến động tỷ giá
Bảng 3.3: Ước lượng mô hình ARIMA của biến động tỷ giá
Kết quả từ bảng 3.3 cho thấy các hệ số AR(1), AR(2), MA(1) và MA(2) đều khác không Để xác định tính có ý nghĩa của các hệ số này, chúng ta sử dụng chức năng Wald Test trong Eviews, với giả thuyết H0 là các hệ số bằng không và giả thuyết H1 là các hệ số khác không.
Kết quả Wald Test trong bảng 5.4 cho phép bác bỏ giả thiết Ho, hay các hệ số khác không một cách có ý nghĩa
Bảng 3.4: Kết quả kiểm định các tham số mô hình ARIMA
Để chọn mô hình ARIMA tối ưu, chúng ta cần xem xét 8 mô hình khác nhau: ARIMA(1,0,1), ARIMA(1,0,2), ARIMA(2,0,1), ARIMA(2,0,2), AR(1), AR(2), MA(1) và MA(2) Kết quả phân tích được trình bày trong bảng 3.5.
Việc lựa chọn mô hình tối ưu được thực hiện dựa trên các tiêu chí như AIC và Schwarz nhỏ nhất, log likelihood lớn nhất, cùng với hệ số tương quan Durbin-Watson không tự tương quan Kết quả cuối cùng chỉ ra rằng mô hình ARIMA(1,0,1) là lựa chọn phù hợp (bảng 5.6).
Bảng 3.5: Các mô hình ARIMA được xác định từ biểu đồ tương quan
Mô hình obs AIC Log lokelihood Schawrz DW
Bảng 3.6: Bảng mô hình ARIMA(1,0,1)
3.3.3 Ước lượng mô hình ARCH, GARCH
Dựa trên mô hình ARIMA(1,0,1), chúng ta ghi lại phần dư ký hiệu là e và thực hiện kiểm định tính dừng của chuỗi phần dư bằng kiểm định DF Kết quả từ bảng 3.7 cho thấy | | = 20.96839 > α, với mọi mức ý nghĩa α = 1%, α = 5%, và α = 10%, cho phép chúng ta kết luận rằng chuỗi phần dư là chuỗi dừng, hay còn gọi là nhiễu trắng Thêm vào đó, kết quả ước lượng DW 2.001909 chỉ ra rằng u t không có hiện tượng tự tương quan.
Vậy mô hình ARIMA(1,0,1) đã ước lượng ở trên tồn tại
Bảng 3.7: Kiểm định nhiễu trắng
Bảng 3.8: Kết quả kiểm tra ảnh hưởng của ARCH đối với mô hình
Trong nghiên cứu này, nhiều mô hình thử nghiệm đã được ước lượng cho dữ liệu, nhưng mô hình ARCH(2) được xác định là tối ưu nhất trong việc tạo ra biến động nhờ vào hệ số R² cao nhất, như thể hiện trong bảng 3.8 Các hệ số alpha của mô hình này được trình bày chi tiết trong bảng 3.9.
Bảng 3.9: Tóm tắt kết quả so sánh mô hình ARCH được sử dụng để đo lường biến động
Dự báo tỷ giá theo ngày được thực hiện bằng mô hình ARIMA(1,0,1) kết hợp với ARCH(2) Giá trị dự báo này sau đó sẽ được tính trung bình theo quý để phục vụ cho các nghiên cứu liên quan đến dòng chảy thương mại (bảng 3.10)
Bảng 3.10: Kết quả ước lượng với mô hình ARCH (2)
Variable Coefficient Std Error z-Statistic Prob
S.E of regression 0.003289 Akaike info criterion -10.15074
Sum squared resid 0.027296 Schwarz criterion -10.13920
Log likelihood 12835.54 Hannan-Quinn criter -10.14656
Ước lượng phương trình thương mại
Biến động tỷ giá V_t được mô hình hóa bằng ARIMA(1,0,1) và ARCH(2), sau đó được chuyển đổi thành dữ liệu theo quý bằng cách tính trung bình các ngày trong quý Chuỗi dữ liệu V_t này được sử dụng để ước lượng ảnh hưởng đến dòng chảy thương mại Trước khi thực hiện ước lượng các phương trình (6) và (7), cần kiểm tra tính không dừng của các chuỗi dữ liệu: xuất khẩu, nhập khẩu, GDP và tỷ giá thực bằng phương pháp kiểm định Augmented Dickey Fuller (ADF) và Phillips Perron (PP) Kết quả cho thấy tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc 1.
Sau khi thực hiện lấy sai phân bậc 1, phương trình ước lượng được thiết lập với các biến số như sau: Δ(X VN t /P VN t ) = α + βΔ(Y US t /P US t ) + χΔ(Y VN t /P VN t ) + φΔ[e US t * (P US t /P VN t )] + γV t và Δ(M VN t /P VN t ) = α + βΔ(Y US t /P US t ) + χΔ(Y VN t /P VN t ) + φΔ[e US t * (P US t /P VN t )] + γV t.
Sử dụng phương pháp ước lượng bình phương bé nhất OLS được sử dụng để kiểm tra phương trình (8), (9).
KẾT QUẢ
Kết quả ước lượng phương trình xuất khẩu tổng hợp
Kết quả ước lượng mô hình cho dữ liệu xuất khẩu tổng hợp được trình bày trong bảng 4.1 Mô hình đã được kiểm tra tính ổn định thông qua bài kiểm tra CUSUM trên phần mềm Eviews (hình 4.1), cho thấy mô hình đạt tính ổn định với mức ý nghĩa 5%.
GDP thực của Việt Nam có mối quan hệ tích cực với mức độ xuất khẩu, với hệ số t-statistic đạt 2,85, có ý nghĩa thống kê ở mức 5% Kết quả cho thấy, khi các yếu tố khác không thay đổi, một sự gia tăng (hoặc giảm) 1% của GDP thực sẽ dẫn đến sự tăng (hoặc giảm) 0,354% trong xuất khẩu.
Bảng 4.1 trình bày kết quả hồi quy cho xuất khẩu tổng hợp của Việt Nam, với phương trình OLS: X VN = f(Y US , Y VN , e, v) Trong đó, X VN đại diện cho xuất khẩu thực của Việt Nam, Y US là thu nhập thực của Mỹ, Y VN là thu nhập thực của Việt Nam, e là tỷ giá thực, và v là biến động tỷ giá được đo lường Mỗi hệ số hồi quy cùng với t-statistic tự tương quan phù hợp được nêu trong ngoặc Giá trị R² và điểm số Durbin-Watson được thể hiện ở hai cột cuối cùng.
GDP US /P US GDP VN /P VN e*(P US /P VN ) V t R 2 DW
GDP thực của Mỹ có ảnh hưởng tích cực đến xuất khẩu, nhưng hệ số t statistic không cao, cho thấy giả thiết rằng khi thu nhập người Mỹ tăng, họ sẽ chi tiêu nhiều hơn cho hàng hóa dịch vụ và từ đó làm tăng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam không được khẳng định rõ ràng Khi thu nhập thực tế của người Mỹ tăng, họ có thể chi cho các nhu cầu khác như dịch vụ và giải trí, hoặc tiết kiệm, thay vì mua hàng hóa từ Việt Nam, vốn chủ yếu là hàng thiết yếu như thủy sản, dệt may, giày dép và gỗ Hơn nữa, khi thu nhập tăng, người tiêu dùng Mỹ có xu hướng chọn sản phẩm chất lượng cao hơn, làm cho hàng hóa Việt Nam khó cạnh tranh Ngược lại, khi GDP Mỹ giảm, kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vẫn tăng do giá thành sản phẩm Việt Nam thấp, khiến giá bán tại thị trường Mỹ cũng giảm, và nhu cầu về hàng hóa thiết yếu không giảm, giữ giá trị xuất khẩu ổn định.
Tỷ giá thực ảnh hưởng ngược lại đến xuất khẩu, với sự giảm của tỷ giá thực dẫn đến tăng trưởng xuất khẩu Trong những năm gần đây, Việt Nam chứng kiến tỷ giá danh nghĩa USD/VND tăng, trong khi tỷ giá thực giảm do mức giá tương đối Sự mất giá của VND so với USD chủ yếu do lạm phát cao tại Việt Nam Do đó, Ngân hàng Nhà nước đã điều chỉnh tỷ giá VND/USD để duy trì tính cạnh tranh của hàng hóa và hỗ trợ xuất khẩu, kết quả này phù hợp với giả thuyết ban đầu.
Biến động tỷ giá, được đo lường bằng mô hình ARCH, có tác động tích cực đến xuất khẩu với hệ số t statistic đạt 2,77, cho thấy cơ chế điều chỉnh tỷ giá của NHNH đã hỗ trợ xuất khẩu hiệu quả Mô hình này có khả năng giải thích tương đối tốt với hệ số R² là 31,3% và chỉ số Durbin Watson đạt 2,159.
Sử dụng kiểm định Wald trên Eviews để đánh giá sự phù hợp của các hệ số hồi quy trong phương trình ước lượng với giả thiết H0: các hệ số bằng 0 và H1: các hệ số khác 0 một cách có ý nghĩa Kết quả kiểm định (bảng 4.2) chỉ ra rằng mô hình đã được xác nhận là phù hợp.
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định tham số của phương trình xuất khẩu tổng hợp
Kết quả ước lượng phương trình nhập khẩu tổng hợp
Kết quả ước lượng phương trình nhập khẩu từ bảng 4.3 cho thấy chỉ có hai biến có ý nghĩa thống kê là GDP thực của Việt Nam và biến động tỷ giá Khác với nghiên cứu của Michael D Mckenzie (1997) về dòng chảy thương mại Úc-Mỹ, nghiên cứu này chỉ ra mối quan hệ rõ ràng hơn giữa GDP thực của Việt Nam và giá trị nhập khẩu Mối quan hệ này cùng chiều với hệ số thống kê t là 2,76, phù hợp với lý thuyết rằng khi thu nhập thực tế tăng lên, nhu cầu nhập khẩu cũng sẽ tăng theo.
Bảng 4.3 trình bày kết quả hồi quy cho nhập khẩu tổng hợp của Việt Nam, với phương trình OLS: M VN = f(Y US , Y VN , e, v) Trong đó, M VN đại diện cho nhập khẩu thực của Việt Nam, Y US là thu nhập thực của Mỹ, Y VN là thu nhập thực của Việt Nam, e là tỷ giá thực, và v là các yếu tố phù hợp Các giá trị R² và điểm số Durbin Watson được thể hiện ở hai cột cuối cùng của bảng.
GDP US /P US GDP VN /P VN e*(P US /P VN ) V t R 2 DW
Tương tự như ước lượng với phương trình xuất khẩu tổng hợp, sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra sự phù hợp của mô hình (bảng 4.4)
Bảng 4.4: Kết quả kiểm định tham số của phương trình nhập khẩu tổng hợp
Sự biến động tăng tỷ giá ảnh hưởng trực tiếp đến nhập khẩu, làm giảm nhu cầu hàng hóa nhập khẩu do giá cả trở nên đắt hơn Điều này phù hợp với lý thuyết kinh tế và các nghiên cứu trước đây Để cải thiện tình trạng thâm hụt cán cân thương mại trong những năm gần đây, Ngân hàng Nhà nước đã thực hiện điều chỉnh tỷ giá tăng nhẹ trong một biên độ nhất định, qua đó giúp hạn chế tình trạng nhập siêu.
Mặc dù có sự ảnh hưởng từ biến động tỷ giá, độ co giãn đối với hàng nhập khẩu của Việt Nam không cao do tác động của nhiều yếu tố khác Các mặt hàng nhập khẩu chủ yếu là nguyên liệu và thiết bị cần thiết cho sản xuất Bên cạnh đó, với sự gia tăng thu nhập, nhu cầu tiêu dùng hàng ngoại ngày càng tăng, khiến mức nhập khẩu vẫn cao hơn xuất khẩu, mặc dù có giảm Tổng quan, biến động tỷ giá vẫn có ảnh hưởng nhất định đến nhập khẩu.
- GDP Mỹ có ảnh hưởng thuận chiều đối với nhập khẩu, tuy nhiên kết quả này không rõ ràng vì giá trị t không có ý nghĩa thống kê
Kết quả hồi quy chỉ ra rằng tỷ giá thực và nhập khẩu có mối quan hệ nghịch, tuy nhiên hệ số t statistic là -0,21 không cho thấy ý nghĩa thống kê rõ ràng Mặc dù chỉ có hai biến trong phương trình nhập khẩu tổng hợp đạt ý nghĩa thống kê cao, nhưng hệ số R² và Durbin Watson cho thấy mô hình có độ phù hợp tốt với lần lượt 59,5% và 2,04.
Hình 4.1 trình bày kết quả kiểm tra CUSUM nhằm đánh giá tính ổn định của từng mô hình, bao gồm (a) xuất khẩu và (b) nhập khẩu Đường màu xanh thể hiện mô hình dự đoán, trong khi đường màu đỏ đánh dấu giới hạn mức ý nghĩa 5% của mô hình.
Phân tích mô hình xuất, nhập khẩu của một số mặt hàng chủ yếu
Mặc dù ước lượng từ số liệu xuất, nhập khẩu tổng hợp cho kết quả R² cao, việc sử dụng dữ liệu chung cho tất cả các ngành dẫn đến giả định rằng độ co giãn giữa các ngành và thị trường hàng hóa là giống nhau, điều này không phản ánh thực tế Việc tổng hợp các mặt hàng có thể làm mờ mối quan hệ và gây mâu thuẫn với kết quả nghiên cứu trước Để tăng tính thuyết phục cho mô hình và tìm kiếm sự phù hợp hơn, dữ liệu xuất, nhập khẩu cho một số mặt hàng riêng lẻ đã được sử dụng trong ước lượng OLS Dữ liệu thương mại cho các mặt hàng này được thu thập từ Tổng cục Thống Kê từ quý 1/2004 đến quý 2/2013 Ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên thương mại của các mặt hàng riêng biệt sẽ được ước lượng theo phương trình (8) và (9), với X VN t và M VN t là giá trị xuất, nhập khẩu của những mặt hàng này Biến động tỷ giá được đo lường bằng mô hình ARCH để kiểm tra mối quan hệ, và kết quả ước lượng được trình bày trong bảng 4.5 và 4.6.
Kết quả ước lượng từ số liệu xuất, nhập khẩu tổng hợp cho thấy cả xuất khẩu và nhập khẩu đều bị ảnh hưởng bởi biến động tỷ giá Tuy nhiên, khi phân tách số liệu theo từng mặt hàng chủ yếu, kết quả không đạt được như mong đợi.
Bảng 4.5 chỉ ra rằng tỷ giá biến động chủ yếu ảnh hưởng đến giá trị xuất khẩu của hai mặt hàng dệt may và điện tử trong số tám mặt hàng có giá trị xuất khẩu cao Hệ số R² cho thấy sự giảm sút, chỉ đạt 11,2% cho dệt may và 58,4% cho điện tử, không còn cao như khi ước lượng với số liệu xuất khẩu tổng hợp.
Thu nhập thực tế có tác động lớn hơn đến giá trị xuất khẩu so với biến động tỷ giá, đặc biệt khi xét đến các mặt hàng như điện tử, giày dép, gỗ và thủy sản ở Việt Nam Trong khi đó, GDP của Mỹ lại ảnh hưởng đến xuất khẩu dầu thô, điện tử và gạo Đáng chú ý, GDP Mỹ có tác động tích cực đến mặt hàng điện tử nhưng lại có ảnh hưởng tiêu cực đối với xuất khẩu gạo và dầu thô.
Tỷ giá thực chỉ ảnh hưởng đến xuất khẩu mặt hàng điện tử với hệ số t-statistic là 2,27, cho thấy mối quan hệ này diễn ra theo chiều cùng.
Bảng 4.5: Kết quả hối quy cho xuất khẩu một số mặt hàng chủ yếu
GDP VN /P VN GDP US /P US e*(P US /P VN ) V t R 2 DW
Bảng 4.6 trình bày kết quả hồi quy cho số liệu nhập khẩu của một mặt hàng chủ yếu, cho thấy trong 8 mặt hàng được khảo sát, có 3 mặt hàng nhạy cảm với biến động tỷ giá một cách có ý nghĩa, bao gồm điện tử, ô tô và xăng dầu, với hệ số R² lần lượt là 45,7%, 63,2% và 48% Tương tự như nhập khẩu tổng hợp, mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và giá trị nhập khẩu các mặt hàng này là nghịch biến.
Tỷ giá thực tiếp tục cho thấy ảnh hưởng hạn chế đối với các mặt hàng riêng lẻ, ngoại trừ mặt hàng xăng dầu, mà có sự khác biệt rõ rệt về mặt thống kê.
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy cho nhập khẩu một số mặt hàng chủ yếu
GDP VN /P VN GDP US /P US e*(P US /P VN ) V t R 2 DW
Mặc dù tỷ giá không ảnh hưởng nhiều đến các mặt hàng, nhưng GDP Việt Nam lại có tác động mạnh mẽ đến nhập khẩu, với hầu hết các mặt hàng như nguyên phụ liệu, điện tử, hóa chất, máy móc thiết bị, ô tô, sắt thép và vải đều bị ảnh hưởng nghịch chiều một cách rõ rệt Đặc biệt, mặt hàng xăng dầu là ngoại lệ và không chịu tác động này.
- GDP thực của Mỹ có ảnh hưởng nghịch đối với mặt hàng nguyên phụ liệu, xăng dầu và tác động cùng chiều đối với mặt hàng điện tử
Mặc dù kết quả xuất nhập khẩu một số mặt hàng chủ yếu không mạnh mẽ như số liệu tổng hợp, nhưng vẫn phản ánh thực trạng xuất nhập khẩu của Việt Nam Tỷ giá không rõ nét trong vai trò của mình đối với xuất nhập khẩu theo mặt hàng do cơ cấu hàng xuất khẩu chủ yếu là sản phẩm thô với giá trị gia tăng thấp Sản lượng của các sản phẩm này phụ thuộc nhiều vào điều kiện tự nhiên, dẫn đến tính co giãn nguồn cung ứng thấp khi có biến động tỷ giá, đặc biệt trong ngắn hạn Ngược lại, sản phẩm từ ngành công nghiệp chế biến nhạy cảm hơn với biến động giá cả, nhưng nhiều mặt hàng như dệt may, giày dép, điện tử lại phụ thuộc vào nguyên liệu nhập khẩu, làm giảm lợi thế từ sự thay đổi tỷ giá Đối với nhập khẩu, phần lớn hàng hóa là máy móc, thiết bị và nguyên liệu mà sản xuất trong nước chưa đáp ứng, dẫn đến tính co giãn thấp và ít nhạy cảm với biến động tỷ giá.
Phân tích dữ liệu quốc gia song phương
Khi phân tích ảnh hưởng của biến động tỷ giá lên dòng chảy thương mại, việc sử dụng dữ liệu song phương là rất quan trọng để làm rõ mối quan hệ giữa hai đại lượng này Mối liên hệ giữa biến động tỷ giá và giá trị xuất, nhập khẩu của từng mặt hàng chưa được thể hiện rõ ràng Để nâng cao tính tin cậy của nghiên cứu, chúng ta sẽ thử nghiệm phương trình dòng chảy thương mại song phương với dữ liệu giữa Việt Nam và 11 quốc gia có mức độ thương mại cao, bao gồm Mỹ, Trung Quốc, Anh, Đức, Úc, Nhật, Hàn Quốc, Hồng Kông, Malaysia, Singapore và Thái Lan.
Phương trình thương mại (8) và (9) được cụ thể hóa lại trong mối quan hệ song phương như sau: Δ(X VN,F t /P VN t ) = α +βΔ(Y F t /P F t ) + χΔ(Y VN t /P VN t )+ φΔ[e F t * (P F t /P VN t )] +γV t (10) Δ(M VN,F t/P VN t ) = α+βΔ(Y F t /P F t ) + χΔ(Y VN t /P VN t )+ φΔ[e F t * (P F t /P VN t )] +γV t (11)
X VN,F : Xuất khẩu song phương giữa Việt Nam với 1 nước ngoài
M VN,F: Nhập khẩu song phương giữa Việt Nam từ 1 nước ngoài
(F = Mỹ, Trung Quốc, Anh, Đức, Úc, Nhật, Hàn Quốc, Hồng Kông, Malaysia, Singapore, Thái Lan)
Xuất khẩu và nhập khẩu song phương của Việt Nam phụ thuộc vào GDP thực của cả nước và nước ngoài, cùng với tỷ giá thực và biến động tỷ giá Để phân tích các phương trình thương mại này, dữ liệu hàng quý từ quý 1/2004 đến quý 2/2013 đã được sử dụng, trong đó xuất khẩu, nhập khẩu và GDP của Việt Nam được lấy từ Tổng cục Thống kê Việt Nam Tỷ giá danh nghĩa song phương giữa đồng Việt Nam và các nước như Mỹ (USD), Trung Quốc (CNY), Anh (GBP), Đức (EUR), Úc (AUD), Nhật (JPY), Hàn Quốc (KRW), Hồng Kông (HKD), Malaysia (MYR), Singapore (SGD) và Thái Lan (THB) cùng với CPI và GDP được thu thập từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF).
Sử dụng mô hình ARIMA và ARCH để ước lượng biến động tỷ giá giữa VND và các đồng tiền khác, nghiên cứu này áp dụng chuỗi dữ liệu tỷ giá hàng quý đã được sai phân bậc.
1 của log để hiệu chỉnh tính không dừng Chi tiết các mô hình tối ưu được trình bày trong bảng 4.7
Bảng 4.7: Tóm tắt các mô hình ARCH đáng tin cậy với dữ liệu tỷ giá song phương hàng quý của Việt Nam từ quý 1/2004 đến quý 2/2013
Tiền tệ Mô hình dự báo α 1
(t-stat) α 2 (t-stat) β 1 (t-stat) β 2 (t-stat) β 3 (t-stat) Σ (α + β)
Sử dụng kiểm nghiệm ADF và PP để xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu tỷ giá song phương, chúng tôi phát hiện ra rằng phương trình thương mại song phương tương tự như phương trình thương mại với số liệu xuất, nhập khẩu tổng hợp Tuy nhiên, số liệu tổng hợp này được thay thế bằng số liệu xuất, nhập khẩu song phương giữa Việt Nam và các nước đối tác Để ước lượng cho 11 phương trình xuất khẩu, phương pháp OLS được áp dụng.
Bài viết này trình bày 11 phương trình nhập khẩu tương ứng với 11 quốc gia có quan hệ thương mại song phương với Việt Nam Sử dụng kiểm định Wald để kiểm tra sự phù hợp của các tham số trong phương trình Kết quả ước lượng được trình bày chi tiết trong bảng 4.8 và bảng 4.9.
Bảng 4.8 trình bày kết quả hồi quy xuất khẩu song phương, tóm tắt phương trình OLS X F = f(Y F , Y VN , e, v) Trong đó, X F đại diện cho xuất khẩu song phương thực của Việt Nam với một quốc gia khác, Y F là thu nhập thực của nước ngoài, Y V là thu nhập thực của Việt Nam Tỷ giá thực e được tính theo công thức e = e danh nghĩa * (P F /P VN), trong khi v là biến động tỷ giá được đo lường bằng mô hình ARCH dựa trên dữ liệu tỷ giá song phương hàng quý.
GDP F /P F GDP VN /P VN e F *(P F /P VN ) V t R 2 DW
Kết quả hồi quy cho thấy GDP thực của Việt Nam là yếu tố ảnh hưởng lớn nhất đến thương mại xuất khẩu song phương Trong số 11 quốc gia được khảo sát, chỉ có Singapore và Úc không bị ảnh hưởng bởi GDP thực của Việt Nam, trong khi 10 quốc gia còn lại đều có sự tác động Mức độ ảnh hưởng này có sự khác biệt giữa các nước; Đức và Thái Lan có mối quan hệ nghịch chiều, trong khi 8 quốc gia còn lại cho thấy ảnh hưởng tích cực Mặc dù chưa giải thích được hệ số hồi quy âm cho Đức và Thái Lan, nhưng đây là kết quả đáng chú ý trong nghiên cứu.
- Biến GDP thực của nước ngoài có tác động đến xuất khẩu song phương đối với ba nước là Đức, Malaysia và Mỹ
Các biến thu nhập có tác động đáng kể đến thương mại song phương, trong khi biến tỷ giá lại ít ảnh hưởng hơn Tỷ giá thực chỉ ảnh hưởng đến xuất khẩu sang Nhật Bản và Hồng Kông Tuy nhiên, biến động tỷ giá không cung cấp thêm chứng cứ mới về tác động của nó đối với dòng chảy thương mại, ngoại trừ giá trị xuất khẩu song phương với Hồng Kông, nơi mà biến động tỷ giá có ảnh hưởng đáng kể.
Kết quả thu được không đáp ứng được kỳ vọng ban đầu về số liệu thương mại song phương, với hệ số R² không khả quan như mong đợi Cụ thể, trong các phương trình ước lượng xuất, nhập khẩu tổng hợp, R² cao nhất chỉ đạt 33,7%.
Bảng 4.9 trình bày kết quả hồi quy nhập khẩu song phương, với phương trình OLS M F = f(Y F , Y VN , e, v) Trong đó, M F đại diện cho nhập khẩu thực tế của Việt Nam với một quốc gia khác, Y F là thu nhập thực của nước ngoài, Y VN là thu nhập thực của Việt Nam, e là tỷ giá thực được tính theo công thức e = e danh nghĩa * (P F /P VN), và v là biến động tỷ giá được đo lường bằng mô hình ARCH dựa trên số liệu tỷ giá song phương hàng quý.
GDP F /P F GDP VN /P VN e F *(P F /P VN ) V t R 2 DW
Biến động tỷ giá V t có ảnh hưởng đáng kể đến hoạt động nhập khẩu song phương giữa Việt Nam và hai quốc gia cũng như vùng lãnh thổ, đặc biệt là Trung Quốc.
Việt Nam chủ yếu nhập khẩu hàng hóa từ các nước Châu Á, với hơn 80% tổng kim ngạch nhập khẩu, trong đó Trung Quốc chiếm gần 30% Các mặt hàng chủ yếu nhập khẩu từ Trung Quốc bao gồm xăng dầu, máy móc, thiết bị điện tử và hóa chất, phục vụ cho sản xuất và xuất khẩu Mối quan hệ giữa biến động tỷ giá và nhập khẩu từ Trung Quốc cho thấy rằng khi tỷ giá tăng, nhập khẩu từ Hồng Kông giảm nhưng nhập khẩu từ Trung Quốc lại tăng Điều này chứng tỏ rằng tỷ giá không phải là yếu tố duy nhất ảnh hưởng đến thương mại, mà còn bị chi phối bởi nhiều yếu tố khác Hệ số giải thích R² và điểm số Durbin Watson cho phương trình nhập khẩu Việt Nam-Hồng Kông rất thấp (1,8% và 1,457), trong khi đối với Việt Nam-Trung Quốc, hai hệ số này cao hơn đáng kể (52,4% và 2,452).
Tỷ giá thực không phản ánh rõ ràng sự ảnh hưởng đến nhập khẩu, chỉ có Singapore và Thái Lan là hai quốc gia bị tác động Đặc biệt, hệ số hồi quy trong hai phương trình ước lượng nhập khẩu cho hai quốc gia này lại có dấu hiệu khác nhau.
GDP thực của Việt Nam là yếu tố quan trọng nhất ảnh hưởng đến dòng chảy thương mại, với 6 trong 11 quốc gia có hệ số t có ý nghĩa cho mối quan hệ này.
- GDP thực của nước ngoài cũng có ảnh hưởng tích cực lên nhập khẩu giữa Việt Nam và bốn nước là: Hàn Quốc, Mỹ, Nhật và Trung Quốc.
