Tạp chí KTĐN số 98

TÁC ĐỘNG CỦA CƠ CẤU HÀNG HÓA XUẤT KHẨU ĐẾN  TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VIỆT NAM 1

 TÁC ĐỘNG CỦA CƠ CẤU HÀNG HÓA XUẤT KHẨU ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VIỆT NAM[1]

 Nguyễn Thị Thu Hà[2]

Trần Thanh Tâm[3]

Lâm Thị Ngọc Ánh[4]

Tóm tắt

            Nghiên cứu này nhằm giải thích sự tác động trong dài hạn của cơ cấu hàng hóa xuất khẩu (cả chiều dọc lẫn chiều ngang) đến tăng trưởng kinh tế trong khoảng thời gian nền kinh tế Việt Nam bắt đầu thời kì mở cửa và hội nhập với kinh tế thế giới (từ 1986 tới 2015). Bằng phương pháp hồi quy chuỗi dữ liệu ARDL và kiểm định đường biên với bộ dữ liệu được thu thập từ 1986 đến 2015, nhóm tác giả nhận thấy việc đa dạng hóa cơ cấu hàng xuất khẩu có tác động đến tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong dài hạn với độ trễ từ hai đến ba kỳ. Từ đó cho thấy, chuyển dịch và thực hiện điều chỉnh cơ cấu hàng xuất khẩu là một chiến lược đúng đắn và dài hạn trong chính sách phát triển kinh tế của Nhà nước.  

Từ khóa: Cơ cấu hàng hóa xuất khẩu; tăng trưởng kinh tế; Việt Nam; hội nhập; chiến lược

Abstract

            This paper seeks to scrutinise the impact of export structure on the Vietnam’s economic growth horizontally and vertically during the Vietnam’s economy reform period (1986-2015). By employing time-series regression with ARDL model and bound-testing for the total data compiled from 1986 to 2015, the study reveals that export diversification has  influenced on the Vietnam’s economic growth in the long term with the lagged 2 or 3-term variables at significance level. Transforming and adjusting export structure, therefore, is a matter of concern and under the policy of the State.

Key words: export structure, economic growth, Vietnam, integration, strategy

  1. Lời mở đầu

Kể từ khi bắt đầu công cuộc Đổi Mới vào năm 1986, Việt Nam đã và đang đạt được những thành tích rất đáng kể về tăng trưởng. Theo đó, nền kinh tế nước ta có dấu hiệu tăng trưởng liên tục và vừa đạt tốc độ 6,68% vào năm 2015 và được dự tính sẽ tiếp tục giữ vững mức độ tăng trưởng này trong năm 2016. Đi kèm với sự gia tăng trong GDP là những bước tiến lớn trong xuất khẩu của nước ta. Cụ thể, năm 2015, kim ngạch xuất khẩu đạt mức trên 160 tỷ USD. Tuy nhiên, các thành tích về kim ngạch vẫn chưa thực sự phản ánh được những lợi ích mà hoạt động này đem lại cho nền kinh tế nước ta. Một trong những vấn đề còn tồn tại là “chất lượng” của giỏ hàng hóa xuất khẩu. Trong những định hướng đối với hoạt động xuất khẩu của Chính phủ, có thể thấy ngoài những mục tiêu về kim ngạch và thị trường, các kế hoạch phát triển cũng được đặt ra đối với từng nhóm hàng xuất khẩu cụ thể. Điều đó phần nào cho thấy sự quan tâm của Nhà nước đối với cơ cấu hàng hóa xuất khẩu cũng như thể hiện tầm quan trọng của vấn đề này. Bài viết nghiên cứu tác động của cơ cấu hàng hóa xuất khẩu đến tăng trưởng kinh tế. Số liệu nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn 1986-2015 được sử dụng cho chạy mô hình trong nghiên cứu này.

  1. Tổng quan tình hình nghiên cứu

            Đã có rất nhiều các nghiên cứu trên thế giới chứng minh bằng thực nghiệm tác động của cơ cấu hàng hóa xuất khẩu đến tăng trưởng kinh tế, trong đó, có thể kể đến các nghiên cứu ở tầm quốc tế hoặc quốc gia đặc trưng cũng như các nghiên cứu đối với trường hợp cụ thể của từng quốc gia. Đối với những bài viết tìm hiểu về tác động của cơ cấu hàng hóa xuất khẩu đối với nhóm quốc gia, các tác giả quan tâm đến 3 vấn đề chủ yếu: mức độ đa dạng/ tập trung hóa nói chung (Love, 1986; Hesse, 2008; Hodey và cộng sự, 2015; Javed và Munir, 2016), tác động của nhóm hàng chế biến chế tạo (Levin và Raut, 1997; Matthee và Naudé, 2007) và tác động của việc gia tăng số nhóm hàng xuất khẩu (Javed và Munir, 2016). Một số tác giả đã tìm ra mối quan hệ hình chữ U giữa tập trung hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế (Hesse, 2008; Javed và Munir, 2016). Điều đó thể hiện đến một mức thu nhập nhất định nào đó, việc tập trung hóa trong cơ cấu hàng xuất khẩu sẽ đem lại ích lợi cho kinh tế. Qua đó, có thể suy ra rằng các nước đang phát triển sẽ hưởng lợi từ giỏ hàng xuất khẩu đa dạng hơn so với các nước phát triển. Một số nghiên cứu khác lại khẳng định tác động của việc đa dạng hóa lên tăng trưởng kinh tế là tích cực (Hodey và cộng sự, 2015). Nghiên cứu sâu hơn về tác động của các nhóm hàng khác nhau trong giỏ hàng xuất khẩu, Levin và Raut (1997) và Matthee và Naudé (2007) đã khẳng định nền kinh tế sẽ hưởng lợi lớn hơn từ một giỏ hàng có các mặt hàng chế biến chế tạo chiếm đa số. Về việc mở rộng xuất khẩu sang các mặt hàng hoàn toàn mới, Javed và Munir (2016) khẳng định điều này sẽ không đem lại tác động tốt cho tăng trưởng kinh tế.

Ở cấp độ quốc gia, một số nghiên cứu đã tìm hiểu cả ba vấn đề nói trên. Theo đó, Arip và cộng sự (2010) đã chỉ ra rằng ở Malaysia, đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu thay vì tập trung vào một số nhóm hàng nhất định sẽ là hướng đi đúng đắn. Các bài nghiên cứu cho trường hợp của Tây Ban Nha (Balaguer và Cantavella-Jordá, 2002) và Chile (Herzer và cộng sự, 2006) cùng thống nhất về quan điểm gia tăng tỷ trọng hàng chế biến chế tạo sẽ mang lại tác động tích cực cho kinh tế. Bên cạnh đó, đối với trường hợp của Chile, việc mở rộng số nhóm hàng xuất khẩu cũng nên được khuyến khích. Tuy nhiên, trong bài nghiên cứu của mình, Ferrerira và Harrison (2012) lại không thể tìm thấy bất kỳ tác động nào của cơ cấu hàng xuất khẩu lên tăng trưởng kinh tế ở Coasta Rica. Ngoài ra, các kết quả của nghiên cứu thực nghiệm đối với Nigeria (Olaleye và cộng sự, 2013; Nwankwo, 2015) lại đưa ra các kết luận trái ngược nhau trong vấn đề lựa chọn giữa những mặt hàng có liên quan đến dầu thô và không liên quan đến dầu thô nhằm đem lại tác động tích cực cho nền kinh tế nước này.

Có thể thấy mặc dù đã có nhiều nghiên cứu được thực hiện về vấn đề này, các tác giả vẫn chưa đạt đến một kết luận chung. Thêm vào đó, tùy vào tình hình của từng quốc gia nhất định, tác động của cơ cấu hàng hóa xuất khẩu đến tăng trưởng kinh tế có thể sẽ khác nhau. Tại Việt Nam, vẫn chưa có nhà nghiên cứu nào sử dụng các mô hình nghiên cứu thực nghiệm để đánh giá mối quan hệ giữa cơ cấu hàng xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế. Các bài viết hiện tại vẫn căn cứ trên việc phân tích thực trạng (Nguyễn Thị Thu Thủy và Phạm Thị Thanh Hồng, 2013) hoặc đối sánh với các nước khác (Lê Tuấn Lộc, 2015) để đưa ra các định hướng cho giỏ hàng xuất khẩu nước ta. Trong nghiên cứu của mình, nhóm tác giả sẽ cung cấp bằng chứng thực nghiệm  về tác động của cơ cấu hàng hóa xuất khẩu đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam thông qua mô hình nghiên cứu được đề xuất dưới đây.

  1. Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu

3.1. Các phương pháp đo lường

3.1.1 Cơ cấu hàng xuất khẩu

Mức độ tập trung/ đa dạng trong cơ cấu hàng hóa xuất khẩu (Herfindahl-Hirschman Index)

Trong đó:

: chỉ số HHI của quốc gia j

: kim ngạch xuất khẩu mặt hàng i của quốc gia j

: kim ngạch xuất khẩu tất cả các mặt hàng của quốc gia j

n: số lượng các mặt hàng xuất khẩu của quốc gia j

Chỉ số HHI sẽ nhận các giá trị từ 0 đến 1. HHI càng cao chỉ mức độ tập trung hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu càng lớn. Khi đề cập đến mức độ đa dạng hóa theo chiều ngang, đối với đa dạng hóa bằng cách mở rộng xuất khẩu sang nhiều nhóm hàng hoàn toàn mới, tổng số lượng các mặt hàng xuất khẩu sẽ được xem như một chỉ số đo lường độ đa dạng hóa theo chiều ngang. Về mức độ đa dạng hóa theo chiều dọc, đa dạng hóa theo chiều dọc là khi quốc gia chuyển từ xuất khẩu những hàng hóa thô sơ sang những mặt hàng công nghiệp chế biến chế tạo.

3.1.2 Tăng trưởng kinh tế

Tăng trưởng kinh tế thường được đo lường bằng % thay đổi của Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) hoặc tổng sản phẩm quốc gia (GNP). Trong bài viết này, GDP sẽ được sử dụng bằng tốc độ tăng trưởng kinh tế hàng năm:

Trong đó:

: Tốc độ tăng trưởng kinh tế năm t

: GDP thực tế năm t

: GDP thực tế năm t-1

GDP thực tế, tức GDP được tính theo giá cố định, được sử dụng thay vì GDP danh nghĩa (tính theo giá thực tế) để phản ánh đúng mức độ tăng trưởng trong sản lượng của nền kinh tế và loại bỏ tác động của sự thay đổi giá cả.

3.1.3 Mô hình nghiên cứu

Bài viết đặt ra hai giả thuyết:

Giả thuyết 1: Đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam.

Giả thuyết 2: Đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều dọc có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam.

Để phục vụ việc kiểm định 2 giả thuyết nghiên cứu kể trên, nhóm tác giả  sẽ tiến hành xây dựng 2 mô hình nghiên cứu riêng biệt dựa trên hàm sản xuất Cobb-Douglas mở rộng. Cụ thể như sau:

Đối với đa dạng hóa cơ cấu theo chiều ngang

Đối với đa dạng hóa cơ cấu theo chiều dọc

Trong đó:

C: hằng số ; C1, C2, C3: hệ số ước lượng; : sai số

GDPt: Tăng trưởng kinh tế

CAPt: Vốn tích lũy trong nền kinh tế        

EMPt: Lực lượng lao động

Nt: Mức độ đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang

MXt: Mức độ đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều dọc

3.2. Dữ liệu nghiên cứu

Tất cả các biến kể trên đều ở dạng logarit tự nhiên. Mô tả và cách thức đo lường các biến trong bài nghiên cứu như sau:

  • Tăng trưởng kinh tế - GDP

            Biến tăng trưởng kinh tế được đo lường bằng GDP thực tế của Việt Nam theo giá so sánh năm 2010 bởi vì từ năm 2013 trở đi, năm cơ sở cho việc tính toán chuyển từ năm 1994 sang năm 2010. Do đó, số liệu GDP các năm 2013, 2014, và 2015 đã được ước tính dựa trên giá so sánh năm 2010 thay vì giá năm 1994 theo quy định của Tổng cục thống kê Việt Nam.

Số liệu được tác giả tổng hợp từ các văn bản được xuất bản bởi Tổng cục Thống kê Việt Nam (GSO). Cụ thể, các số liệu từ năm 1986 đến 1999 có thể tìm thấy trong ấn phẩm Số liệu thống kê Việt Nam thế kỷ XX và số liệu đối với các năm còn lại được tổng hợp trong các Niên giám thống kê.

            Để đảm bảo tính nhất quán của dữ liệu, tác giả sẽ tiến hành chuyển đổi số liệu có năm cơ sở là 1994 sang 2010 theo công thức sau:

Trong đó:

Nguồn: Thông tư số 02/2012/TT-BKHĐT

Vốn – CAP

            Biến Vốn được đo lường bằng tích lũy tài sản cố định trong nền kinh tế Việt Nam. Ferreira và Harrison (2012), Sepehrdoust và Khodaee (2014), Hodey và cộng sự (2015), Javed và Munir (2016) đều sử dụng tích lũy tài sản cố định như một thước đo cho lượng vốn trong nền kinh tế. Số liệu được tác giả tổng hợp từ ấn phẩm Số liệu thống kê Việt Nam thế kỷ XX của Tổng cục Thống kê đối với giai đoạn từ năm 1999 trở về trước và trong Niên giám thống kê đối với các năm còn lại.

            Tương tự như chỉ tiêu GDP, tích lũy tài sản cố định cũng chịu ảnh hưởng từ việc thay đổi năm cơ sở tính toán. Do đó, dữ liệu từ năm 1986 – 2012 của chỉ tiêu này dựa trên giá năm 1994 sẽ được chuyển đổi sang giá so sánh năm 2010 theo công thức sau:

Trong đó:

Nguồn: Thông tư số 02/2012/TT-BKHĐT

Lao động – EMP

Biến lao động được đo lường bằng số lao động đang làm việc hiện tại trong nền kinh tế. Số liệu này có thể được tìm thấy trong các ấn phẩm của Tổng cục Thống kê Việt Nam: Số liệu thống kê Việt Nam thế kỷ XX đối với giai đoạn từ 1999 về trước và các Niên giám thống kê đối với các năm từ 2000 trở đi.

  • Mức độ đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang – N

            Biến mức độ đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang được đo lường bằng số mặt hàng xuất khẩu của Việt Nam đi thị trường thế giới, tính theo mã HS cấp độ 6 chữ số. Đây cũng là thước đo độ đa dạng theo chiều ngang trong các bài nghiên cứu của Herzer và cộng sự (2006), Ferreira và Harrison (2012), Javed và Munir (2016). Số liệu được tác giả tổng hợp từ trang World Integrated Trade Solution của Ngân hàng Thế giới.

  • Mức độ đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều dọc – MX

            Biến mức độ đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều dọc được đo lường bằng tỷ trọng của các nhóm hàng công nghiệp chế biến chế tạo trong tổng kim ngạch xuất khẩu hàng hóa của Việt Nam. Trong đó, các nhóm hàng mã số từ 5-8 theo phân loại SITC cấp độ 1 chữ số được xem là các nhóm hàng công nghiệp chế biến chế tạo.

Các học giả  như Matthee và Naudé (2007), Ferreira và Harrison (2012), Olalaye và cộng sự (2013), Javed và Munir (2016) đã sử dụng chỉ tiêu tỷ trọng hàng chế biến trong tổng cơ cấu hàng hóa xuất khẩu làm thước đo độ đa dạng hóa theo chiều dọc.

Trong bài nghiên cứu này, nhóm tác giả kỳ vọng mức độ đa dạng hóa theo chiều dọc trong cơ cấu hàng hóa xuất khẩu sẽ có lợi cho tăng trưởng kinh tế Việt Nam. Đối với đa dạng hóa theo chiều ngang, nguồn nghiên cứu thực nghiệm trước đây còn giới hạn về ý nghĩa thống kê, nhóm tác giả không đặt ra kỳ vọng cụ thể cho biến này.

Bảng 1. Mô tả các biến trong mô hình

Biến

Ký hiệu

Lý giải

Nguồn

Dấu kỳ vọng

Biến độc lập

Tăng trưởng kinh tế

GDP

Logarit tự nhiên của GDP thực tế theo giá 2010

GSO

 

Biến phụ thuộc

Vốn

CAP

Logarit tự nhiên của tích lũy tài sản cố định

GSO

+

Lao động

EMP

Logarit tự nhiên của số lao động đang làm việc

GSO

+

Đa dạng hóa theo chiều ngang

N

Logarit tự nhiên của số mặt hàng xuất khẩu theo mã HS 6 chữ số

WITS

+/-

Đa dạng hóa theo chiều dọc

MX

Logarit tự nhiên của tỷ trọng mặt hàng chế biến (SITC 5-8)

GSO

+

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

  1. Các bước tiến hành

Dựa trên các bài nghiên cứu thực nghiệm trước đây và các kỹ thuật ước lượng đối với chuỗi dữ liệu thời gian, nhóm tác giả sẽ tiến hành thực hiện bài nghiên cứu này theo các bước được mô tả trong sơ đồ sau:

Sơ đồ 1. Phương pháp tiến hành

                                     Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

5. Kết quả nghiên cứu

5.1. Kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của tất cả các biến trong bài nghiên cứu này được tóm tắt trong bảng sau:

Bảng 2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị

 

Level

First Difference

ADF

PP

ADF

PP

GDP

-2,15

-3,26(*)

-4,26(**)

 

CAP

-0,65

-0,97

-3,53(*)

-3,6(**)

EMP

-1,96

-1,55

-3,37(*)

-3,39(*)

N

-3,63(**)

-6,19(***)

 

 

MX

-3,92(**)

-2,39

 

-3,72(**)

(*), (**), (***) : có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, 5% và 1%

                             Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

           

 Đối với 2 biến CAP và EMP: Hai chuỗi này dừng sau khi tính sai phân bậc nhất và kết quả ADF và PP đều nhất quán.

Đối với biến N: Là chuỗi dừng khi nhóm tác giả bác bỏ giả thiết nghiệm đơn vị.     

Đối với biến GDP và MX: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với 2 biến này cho thấy sự không nhất quán giữa 2 phương pháp ADF và PP. Trong đó, biến tăng trưởng kinh tế, trong khi phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị PP khẳng định đây là chuỗi dừng thì ADF lại cho thấy chuỗi dữ liệu này chỉ dừng sau khi được sai phân 1 lần. Đối với biến đa dạng hóa theo chiều dọc, kiểm định ADF cho thấy MX là một chuỗi dữ liệu dừng nhưng khi áp dụng phương pháp PP, kết quả lại cho thấy đây là một chuỗi kết hợp bậc nhất – I(1).

5.2. Kết quả nghiên cứu từng mô hình    

5.2.1. Mô hình nghiên cứu tác động của đa dạng hóa theo chiều ngang (Mô hình 1)

            Mô hình nghiên cứu tác động của đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam được thể hiện như sau:

            Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị được đề cập ở trên cho thấy các chuỗi dữ liệu thời gian trong mô hình 1 không có cùng bậc dừng. Cụ thể, các kết quả của ADF và PP đều thống nhất CAP và EMP là các chuỗi I(1) và N là một chuỗi dừng I(0). Tuy nhiên, 2 phương pháp kiểm định này lại không thống nhất với nhau về kết luận liệu GDP là một chuỗi dừng hay là chuỗi kết hợp bậc 1. Vì vậy, điều kiện để áp dụng kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen không được thỏa mãn. Nhóm tác giả sẽ chọn cách tiếp cận ARDL để tìm hiểu về mối liên hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình 1. Cách tiếp cận này cho phép loại trừ việc phân loại các chuỗi dữ liệu ra chuỗi nào là I(0) và chuỗi nào là I(1) và có thể áp dụng đối với các kết hợp của 2 loại dữ liệu thời gian nói trên (Dritsakis, 2011). Trong bài nghiên cứu này, mô hình ARDL và các kiểm định thực hiện theo quy trình sau:

            Đầu tiên, độ trễ tối đa sẽ được xác định cho biến phụ thuộc và biến độc lập. Trong trường hợp bài nghiên cứu này, vì số quan sát nhỏ, để đảm bảo đủ số quan sát cho mô hình, độ trễ tối đa được xác lập cho các biến sẽ là 5 (từ 1 đến 5) đối với biến phụ thuộc và 4 (từ 0 – 4) đối với các biến độc lập. Như vậy, ta sẽ có 25 kết hợp của các độ trễ tối đa để xem xét. Nhóm tác giả lựa chọn tiêu chí Aikaike’s Information Criteria (AIC) xác định độ trễ tối ưu cho các biến trong mô hình.

Bước 2, khi xem xét 25 kết hợp của các độ trễ tối đa, mô hình với AIC thấp nhất và thỏa mãn các điều kiện như không có tự tương quan, không có phương sai thay đổi, phần dư có phân phối chuẩn (normal distribution) sẽ được lựa chọn. Do đó, mô hình được lựa chọn là ARDL(4,1,2,0) tương ứng với độ trễ cho các biến GDP, CAP, EMP, N là 4, 1, 2, 0. Kết quả ước lượng ARDL cho mô hình 1 dược thể hiện trong bảng sau:

Bảng 3. Ước lượng ARDL cho mô hình 1

Biến phụ thuộc: GDP – độ trễ tối đa 4                                                     

Biến độc lập: CAP, EMP, N – độ trễ tối đa 2

Mô hình được lựa chọn: ARDL(4,1,2,0)

Biến

Hệ số

Trị thống kê t

GDP(-1)

0,798

5,02(***)

GDP(-2)

-0,236

-2,326(**)

GDP(-3)

-0,116

-2,105(*)

GDP(-4)

0,160

2,941(**)

CAP

0,106

3,565(***)

CAP(-1)

-0,047

-1,453

EMP

-0,076

-0,292

EMP(-1)

0,180

0,455

EMP(-2)

0,567

1,993(*)

N

0,047

2,303(**)

C

-2,576

-3,228(***)

 (***), (**), (*): có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5%, 10%

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Bước 3, sau khi đã có mô hình ước lượng ARDL, để xác định xem liệu giữa các biến độc lập trong mô hình và biến phụ thuộc có tồn tại một mối quan hệ dài hạn hay không, ta tiếp tục thực hiện Kiểm định đường bao (Bounds Test).

Bảng 4. Kết quả Kiểm định đường bao mô hình 1

Trị thống kê F

So sánh

Đường bao trên

Đường

bao dưới

Mức ý nghĩa

5.46

3,77

2,72

10%

4,35

3,23

5%

5,61

4,29

1%

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Kết quả Kiểm định đường bao cho ra giá trị thống kê F lớn hơn các giá trị đường bao trên tra bảng Peseran ở mức ý nghĩa 5%. Do đó, ta kết luận, giữa các biến trong mô hình 1 có mối quan hệ dài hạn với nhau ở mức ý nghĩa 5%. Các biến Vốn (CAP), Lao động (EMP) và Đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang (N) có tác động trong dài hạn đến tăng trưởng kinh tế (GDP) từ 2-4 kỳ.

Bảng 5. Hệ số dài hạn của các biến trong mô hình 1

Biến

Hệ số

Trị thống kê t

CAP

0,149

2,058(*)

EMP

1,792

10,560(***)

N

0,119

2,208(**)

C

-6,537

-5,696(***)

GDP = -6,5373 + 0,1494CAP + 1,7919EMP + 0,1191N

(***), (**), (*): có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5%, 10%

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Kết quả các hệ số dài hạn của các biến cho thấy, trong dài hạn, tất cả các biến Vốn (CAP), Lao động (EMP), và đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang (N) đều có tác động tích cực đến sự tăng trưởng kinh tế Việt Nam. Như vậy, tác động tích cực từ đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang theo như kết quả từ Mô hình 1 củng cố những hiểu biết về mặt lý thuyết đối với hình thức đa dạng hóa này. Theo đó, việc mở rộng cơ cấu hàng hóa xuất khẩu sang những nhóm hàng hoàn toàn mới sẽ góp phần phân tán rủi ro, đảm bảo tính ổn định cho nguồn thu từ hoạt động xuất khẩu của một quốc gia cũng như đem lại các ngoại tác tích cực. Cụ thể, ở mô hình nghiên cứu này, khi số lượng các mặt hàng xuất khẩu tăng 1% sẽ dẫn đến mức tăng trưởng kinh tế 0,119%.

Ngoài các hệ số dài hạn, cần lưu ý đến biến điều chỉnh sai số (ECT). Theo định nghĩa, hệ số này cần nằm trong khoảng từ 0 đến -1, thể hiện tốc độ mà hệ thống tiếp cận đến trạng thái cân bằng dài hạn (Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào, 2007). Trong mô được thể hiện ở trên, biến ECT có hệ số mang dấu âm với giá trị là 39,5%. Như vậy, đối với mô hình này, tốc độ điều chỉnh về lại trạng thái cân bằng trong dài hạn là 39,5%.

             Các hệ số ngắn hạn của các biến được thể hiện như sau:

Bảng 6. Hệ số ngắn hạn của các biến trong mô hình 1

Biến phụ thuộc: D(GDP)

Biến

Hệ số

Trị thống kê t

D(GDP(-1))

0,192

1,662

D(GDP(-2))

-0,044

-0,628

D(GDP(-3))

-0,16

-2,941(**)

D(CAP)

0,106

3,565(***)

D(EMP)

-0,076

-0,292

D(EMP(-1))

-0,567

-1,993(*)

D(N)

0,047

2,303(**)

ECT(-1)

-0,394

-4,643(***)

(***), (**), (*): có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5%, 10%

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

5.2.2. Mô hình nghiên cứu tác động của đa dạng hóa theo chiều dọc (Mô hình 2)

Mô hình nghiên cứu tác động của đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều dọc đến tăng trưởng kinh tế được thể hiện như sau:

Tương tự như mô hình 1, kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến trong mô hình không cho phép tiếp tục tiến hành phương pháp Johansen. Do đó, cách tiếp cận ARDL với lợi thế là loại trừ đi sự cần thiết phải kiểm định nghiệm đơn vị trước (Akinlo, 2006) sẽ được áp dụng. Thêm vào đó, không có chuỗi dữ liệu nào trong mô hình 2 là I(2) nên điều kiện áp dụng ARDL cũng được thỏa mãn. Mô hình 2 sẽ được ước lượng và các kiểm định liên quan sẽ được thực hiện như quy trình đối với mô hình 1.

            Về độ trễ tối đa, tương tự như Mô hình 1, tác giả quy định độ trễ tối đa cho biến phụ thuộc là 5 (từ 1 đến 5) và 4 (từ 0 đến 4) đối với biến độc lập và cũng có tất cả 25 kết hợp độ trễ tối đa cần xem xét. Kết quả mô hình được chọn là ARDL (5,2,3,3) tương ứng với độ trễ bằng 5 cho biến phụ thuộc GDP và 2, 3, 3 cho lần lượt các biến độc lập CAP, EMP, MX.

Bảng 7. Ước lượng ARDL cho mô hình 2

Biến phụ thuộc: GDP – độ trễ tối đa 5

Biến độc lập: CAP, EMP, MX – độ trễ tối đa 3

Mô hình được lựa chọn: ARDL(5,2,3,3)

Biến

Hệ số

Trị thống kê t

GDP(-1)

0,532

3,058(**)

GDP(-2)

-0,527

-3,442(**)

GDP(-3)

-0,241

-2,763(**)

GDP(-4)

0,203

4,538(***)

GDP(-5)

0,178

3,378(**)

CAP

0,109

5,708(***)

CAP(-1)

0,085

2,821(**)

CAP(-2)

0,021

0,963

EMP

-0,411

-1,697

EMP(-1)

0,621

2,432(*)

EMP(-2)

0,504

2,12(*)

EMP(-3)

0,593

2,782(**)

MX

0,042

2,509(**)

MX(-1)

0,008

0,512

MX(-2)

-0,03

-1,533

MX(-3)

0,046

3,275(**)

C

-4,351

-3,877(***)

 (***), (**), (*): có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5%, 10%

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Kiểm định đường bao được tiếp tục áp dụng để tìm hiểu mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình với các giả thuyết H0 và H1 tương ứng với việc không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến và có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Trị thống kê F tính toán được từ mô hình ARDL(5,2,3,3) có kết quả lớn hơn giá trị đường bao trên tại mức ý nghĩa 1%, cho phép ta bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa này. Như vậy, ta có thể khẳng định rằng các biến độc lập Vốn (CAP), Lao động (EMP) và Mức độ đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều dọc (MX) có tác động trong dài hạn đối với Tăng trưởng kinh tế (GDP).

Bảng 8. Kết quả kiểm định đường bao mô hình 2

Trị thống kê F

So sánh

Đường

bao trên

Đường

bao dưới

Mức ý nghĩa

12.56

3,77

2,72

10%

4,35

3,23

5%

5,61

4,29

1%

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Mô hình 2 đều đạt dấu kỳ vọng mà nhóm tác giả đưa ra đầu nghiên cứu. Trong đó, các biến Vốn (CAP) và Lao động (EMP) sẽ đem lại tác động tích cực cho Tăng trưởng kinh tế (GDP). Điều này nhất quán với kết quả từ mô hình 1. Do đó, cứ 1% gia tăng trong mức độ đa dạng theo hóa theo chiều sâu của giỏ hàng hóa xuất khẩu sẽ dẫn đến mức tăng 0,077% cho quy mô nền kinh tế.

Bảng 9. Hệ số dài hạn của các biến trong mô hình 2

Biến

Hệ số

Trị thống kê t

CAP

0,251

8,389(***)

EMP

1,528

15,507(***)

MX

0,077

4,666(***)

C

-5,088

-7,350(***)

                        Y = -5,0876 + 0,2515CAP + 1,5278EMP + 0,0774MX (2)

(***), (**), (*): có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5%, 10%

Nguồn: Nhóm tác giả tổng hợp

Kết quả ước lượng các hệ số ngắn hạn cho thấy hệ số của biến điều chỉnh sai số mang dấu âm với giá trị 85,5%. Như đã phân tích, hệ số biến này thể hiện tốc độ điều chỉnh về mối quan hệ cân bằng dài hạn. Do đó, giá trị này càng gần 1 càng tốt. Mô hình trên có hệ số của ECT mang dấu âm và giá trị 85,5% thể hiện các biến trong mô hình được điều chỉnh về trạng thái cân bằng dài hạn với tốc độ rất nhanh.

Bảng 10. Hệ số ngắn hạn của các biến trong mô hình 2

Biến phụ thuộc: D(GDP)

Biến

Hệ số

Trị thống kê t

D(GDP(-1))

0,388

3,274(**)

D(GDP(-2))

-0,139

-1,982(*)

D(GDP(-3))

-0,381

-5,282(***)

D(GDP(-4))

-0,177

-3,378(**)

D(CAP)

0,109

5,708(***)

D(CAP(-1))

-0,021

-0,962

D(EMP)

-0,411

-1,697

D(EMP(-1))

-0,504

-2,120(*)

D(EMP(-2))

-0,593

-2,782(**)

D(MX)

0,042

2,509(**)

D(MX(-1))

0,030

1,533

D(MX(-2))

-0,046

-3,275(**)

ECT(-1)

-0,855

-6,013(***)

(***), (**), (*): có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5%, 10%

Nguồn: Tác giả tổng hợp từ kết quả phần mềm Eviews 9


 

6. Kết luận

              Về tác động của đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang. Kết quả nghiên cứu từ mô hình 1 cho thấy việc đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam. Cụ thể, khi số lượng mặt hàng nước ta xuất sang thị trường thế giới tăng 1% thì quy mô nền kinh tế tính theo GDP thực tế sẽ tăng 0,119%.

Về tác động của đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều dọc. Kết quả từ Mô hình 2 ủng hộ các quan điểm về tác động tích cực của đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều dọc đến tăng trưởng kinh tế. Đối với Việt Nam, mức tăng 1% của tỷ trọng hàng công nghiệp chế biến chế tạo trong giỏ hàng hóa xuất khẩu sẽ dẫn đến mức tăng 0,08% của quy mô nền kinh tế.

                   Về mối quan hệ giữa đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều ngang và chiều dọc. Các kết quả từ cả 2 mô hình có thể thấy cả quá trình đa dạng hóa cơ cấu hàng hóa xuất khẩu theo chiều dọc và chiều ngang đều có ý nghĩa đối với chiến lược tăng trưởng kinh tế Việt Nam. Hai hình thức này không đối lập hay loại trừ nhau mà ngược lại có thể tiến hành một cách đồng thời nhằm đem lại hiệu quả tốt nhất cho nền kinh tế. Cụ thể, việc đa dạng hóa cơ cấu theo chiều ngang nên được thực hiện dựa trên nền tảng của sự đa dạng theo chiều dọc.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Tài liệu tham khảo

  1. Akinlo, A. Enisan. (2006), “The stability of money demand in Nigeria: An
    autoregressive distributed lag approach”, Journal of Policy Modeling.
  2. Arip, M.A., Yee, L.S, Karim, B.A (2010), Export Diversification and Economic Growth in Malaysia, Reitaku University.
  3. Balaguer, J. và Cantavella-Jordá, M. (2002), “Structural change in export and economic growth: cointegration and causality analysis for Spain (1961 – 2000)”, Applied Economics, Vol 36 số 5 tháng 9/ 2004, tr. 473 – 477.
  4. Dritsakis, N. (2011), “Demand for Money in Hungary: An ARDL Approach”, Review of Economics & Finance, tháng 6/ 2011.
  5. Ferreira, G. và Robert W. Harrison. (2012), “From Coffee Beans to Microchips: Export Diversification and Economic Growth in Costa Rica”, Journal of Agricultural and Applied Economics, Vol 44 số 4 tháng 11/2012, tr. 1 – 15.
  6. Herzer, D., và Lehman, N. (2006), “What does export diversification do for growth? An econometric analysis”, Applied Economic Letters, Vol 38 số 15/ 2006, tr. 1825-1838.
  7. Hesse, H. (2008), Export Diversification and Economic Growth, Working Paper No. 21, The International Bank for Reconstruction and Development/WorldBank, Commission on Growth and Development.
  8. Hodey, L.S., Oduro, A.D., Senadza, B. (2015), “Export diversification and growth in Sub-Saharan Africa”, Journal of African development, số 17/ 2015, tr. 67 – 81.
  9. Javed, J. và Munir, K. (2016), Impact of Export Composition on Economic growth in South Asia, University of Central Punjab.
  10. Levin, A. và Raut, L.K. (1997), Complementaries between Exports and Human Capital in Economic Growth: Evidence from the Semi-industrialized countries, University of Chicago.
  11. Love, J. (1986), Commodity Concentration and Export Earnings Instability, số 24/ 1986, tr.239 – 248.
  12. Mathee, M. và Naudé, W. (2007), “Export Diversity and Region Growth: Empirical Evidence from South Africa”, Research Paper, No. 2077/11, United Nation University.
  13. Nwankwo, Odi., Fcib (2015), “ƠDiversification of Non-oil Export Product as a Precondition for Acceraleted Real Economic growth in Nigeria”, International Journal of Managerial Studies and Research, Số 3 tháng 7/ 2005, tr. 104 – 112.
  14. Olaleye, Olasode S., Edun, Femi, Taiwo, Babatunde, S. (2013), “Export Diversification and Economic Growth: An Empirical Test of Relationship Using a Granger Causality Test”, Journal of Emerging Trends in Economics and Management Sciences, số 5/ 2013, tr. 70 – 79.
  15. Sepehrdoust, H., Khodaee, H. (2014), “The Strategy of Export Diversification and Economic Growth in Selected Developing Countries”, International Economic Studies, Số 1 Spring and Summer/ 2014, tr. 47 – 57.
  16. Bộ Kế hoạch và Đầu tư , Thông tư số 02/2012/TT-BKHĐTvề Quy định năm 2010 làm năm gốc thay cho năm gốc 1994 để tính các chỉ tiêu thống kê theo giá so sánh, Hà Nội.
  17. Phan Thanh Hoàn và Nguyễn Đăng Hào, “Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại Việt Nam thời kỳ 1995 – 2004”, Tạp chí Khoa học Quốc học Huế, Số 43/ 2007, tr. 61 – 71.
  18. Lê Tuấn Lộc (2015), “Chuyển dịch cơ cấu xuất khẩu của Việt Nam trong đối sánh với các quốc gia Đông Á”, Tạp chí Kinh tế và Dự báo, tr. 47 – 50.
  19. Nguyễn Thị Thu Thủy và Phạm Thị Thanh Hồng (2013), “Chất lượng cơ cấu hàng hóa xuất khẩu với tăng trưởng kinh tế Việt Nam”, Tạp chí Kinh tế và Phát triển, số 188 tháng 2/ 2013, tr. 16 – 25.

 

 

 

 

[1] Sản phầm này là kết quả của nhóm nghiên cứu‘Doanh nghiệp dịch vụ và hội nhập quốc tế thuộc trường Đại học Ngoại thương

[2]  Trường Đại học Ngoại thương, CS2 tại TP.HCM, Email: This email address is being protected from spambots. You need JavaScript enabled to view it.

[3] Trường Đại học Ngoại thương, CS2 tại TP.HCM, Email: This email address is being protected from spambots. You need JavaScript enabled to view it.

[4] Trường Đại học Ngoại thương, CS2 tại TP.HCM