Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: Một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển

Nội dung text: Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: Một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển

1. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển Nguyễn Đức Trung Lê Hoàng Anh Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí Minh Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí Minh Ngày nhận: 16/03/2021 Ngày nhận bản sửa: 22/03/2021 Ngày duyệt đăng: 23/03/2021 Tóm tắt: Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai (CCVL), hay còn gọi là tài khoản vãng lai, đã trở thành một vấn đề quan trọng thu hút sự quan tâm của các nhà nghiên cứu trong những năm gần đây. Về lý thuyết, khi CCVL thặng dư, tiết kiệm sẽ lớn hơn đầu tư và sẽ trùng với giai đoạn kinh tế suy giảm. Tuy nhiên, Việt Nam trong giai đoạn 2011- 2017 cho thấy hiện tượng trái ngược. Cụ thể, theo Báo cáo đánh giá kinh tế vĩ mô Việt Nam năm 2018 của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF), IMF đã nhấn mạnh nghịch lí trong mối quan hệ giữa CCVL và tăng trưởng kinh tế của Việt Nam giai đoạn 2011- 2017. Theo đó, CCVL liên tục thặng dư nhưng kinh tế Việt Nam lại tăng trưởng mạnh. Điều này là mâu thuẫn về mặt lý thuyết. Bằng The Relationship between Economic Growth and Current Account in Vietnam: a Special Phenomenon of Developing Countries Abstract: In recent years, the relationship between economic growth and current account has become a critical issue attracting researchers’ attention. In theory, when the current account is in surplus, savings will exceed investment, and the economic downturn coincides. However, in the period 2011- 2017, Vietnam shows contradictory phenomena. According to the International Monetary Fund’s (IMF) Vietnam Macroeconomic Review Report 2018, the IMF emphasized the paradox in Vietnam’s relationship between current account and economic growth from 2011 to 2017. Specifically, the current account has been continuously in surplus, despite the Vietnamese economy has grown rapidly. This is theoretically contradictory. By analyzing the current situation, combined with empirical research on the relationship between current account and economic growth using the VECM model, we found that the current account positively affects economic growth in both the short and long term. Besides, this positive effect is explained by the role of Foreign Direct Investment (FDI) in the relationship between these two macro variables. Keywords: Economic Growth, Current Account, VECM. Trung Duc Nguyen Email: trungnd@buh.edu.vn Anh Hoang Le Email: anhlh_vnc@buh.edu.vn Organization of all: The Banking University of Ho Chi Minh City Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng Số 226- Tháng 3. 2021 26 ISSN 1859 - 011X
2. NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH việc phân tích thực trạng, kết hợp với nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa CCVL và tăng trưởng kinh tế Việt Nam bằng mô hình VECM, nhóm nghiên cứu đã tìm thấy bằng chứng cho thấy CCVL có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế trong cả ngắn hạn và dài hạn. Đồng thời, tác động tích cực này được lý giải thông qua vai trò của Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) trong mối quan hệ giữa hai biến số vĩ mô này. Từ khóa: Tăng trưởng kinh tế, Cán cân vãng lai, VECM. 1. Giới thiệu nghiên cứu lý giải cho hiện tượng đang diễn ra trong mối quan hệ giữa CCVL và tăng trưởng Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và kinh tế Việt Nam thời gian qua. CCVL đã trở thành một vấn đề quan trọng thu hút sự quan tâm của các nhà nghiên 2. Cơ sở lý thuyết cứu trong những năm gần đây. Trong CCVL bao gồm ba khoản mục chính là: 2.1. Các khái niệm liên quan cán cân thương mại hàng hóa và dịch vụ, thu nhập ròng và chuyển nhượng đơn CCVL hay gọi là tài khoản vãng lai trong phương ròng. Các nhà nghiên cứu nhấn cán cân thanh toán của một quốc gia ghi mạnh rằng CCVL dương nghĩa nghĩa là chép những giao dịch về hàng hóa và dịch quốc gia đó chi tiêu ít hơn so với thu nhập vụ giữa người cư trú trong nước (người cư của mình; trong khi CCVL âm có nghĩa là trú) với người cư trú ngoài nước (người chi tiêu trong nước cao hơn thu nhập hiện không cư trú) (Akçay và Erataş, 2012). tại (Hepaktan và Çinar, 2012). Những giao dịch dẫn tới sự thanh toán của Về lý thuyết, khi CCVL thặng dư, tiết người cư trú trong nước cho người cư trú kiệm sẽ lớn hơn đầu tư và sẽ trùng với giai ngoài nước được ghi vào bên “nợ”. Còn đoạn kinh tế suy giảm. Tuy nhiên, Việt những giao dịch dẫn tới sự thanh toán của Nam trong giai đoạn 2011- 2017 cho thấy người cư trú ngoài nước cho người cư trú hiện tượng trái ngược (IMF, 2018). Điều trong nước ghi vào bên “có” của tài khoản. này là mâu thuẫn về mặt lý thuyết. Trong CCVL phản ánh các giao dịch bằng tiền nền kinh mở, mối quan hệ giữa tiết kiệm, hoặc tài sản giữa người không cư trú mà đầu tư và CCVL được biểu hiện thông không phát sinh nghĩa vụ nợ trong tương qua công thức: S – I = CA (CA-Current lai. Giao dịch vãng lai bao gồm hoạt động Account- tài khoản vãng lai). Khi CCVL xuất nhập khẩu hàng hóa, dịch vụ, thu thặng dư, tương ứng với tiết kiệm lớn hơn nhập, chuyển tiền một chiều (Hepaktan và đầu tư và thường trùng với suy giảm kinh Çinar, 2012). tế. Như vậy, bản chất kinh tế Việt Nam Theo Samuelson và Nordhaus (1985), đang có sự khác biệt với khung lý thuyết tăng trưởng kinh tế là sự mở rộng tổng sản không chỉ trong giai đoạn 2011- 2017, mà phẩm quốc nội (GDP) hay sản lượng tiềm sự khác biệt này vẫn còn kéo dài cho đến năng của một nước. Nói cách khác, tăng cuối năm 2019. trưởng kinh tế diễn ra khi đường giới hạn Bằng việc phân tích thực trạng, kết hợp khả năng sản xuất của một nước (PPF) với các bằng chứng thực nghiệm thu được dịch chuyển ra phía ngoài. Như vậy, tăng từ mô hình VECM, nghiên cứu này đưa ra trưởng kinh tế được xem là sự tăng lên về Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 27
3. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển số lượng của GDP hoặc tổng sản phẩm kinh tế ở một quốc gia khác nhau, mối quan quốc dân (GNP) trong một thời gian nhât hệ giữa tăng trưởng kinh tế và CCVL đã định. Tăng trưởng kinh tế có thể biểu thị trở thành một vấn đề quan trọng, thu hút bằng số tuyệt đối (quy mô tăng trưởng) sự quan tâm của các nhà nghiên cứu trong hoặc số tương đối (tỷ lệ tăng trưởng). những năm gần đây. Trong CCVL bao gồm Quy mô tăng trưởng phản ánh sự gia tăng ba khoản mục chính là: cán cân thương nhiều hay ít, còn tốc độ tăng trưởng được mại hàng hóa và dịch vụ, thu nhập ròng và sử dụng với ý nghĩa so sánh tương đối và chuyển nhượng đơn phương ròng. Các nhà phản ánh sự gia tăng nhanh hay chậm giữa nghiên cứu nhấn mạnh rằng CCVL dương các thời kỳ. nghĩa là quốc gia đó chi tiêu ít hơn so với thu nhập của mình; trong khi CCVL âm 2.2. Mối quan hệ giữa cán cân vãng lai có nghĩa là chi tiêu trong nước cao hơn thu và tăng trưởng kinh tế nhập hiện tại. CCVL phản ánh đầy đủ mọi giao dịch giữa người cư trú và người không Thâm hụt tài khoản vãng lai bắt đầu được cư trú. CCVL không chỉ phản ánh giữa thu coi là một chỉ số quan trọng trong giai chi trong lĩnh vực xuất nhập khẩu mà còn đoạn sau năm 1990, đặc biệt là trong việc phản ánh chênh lệch giữa thu chi của các đánh giá nền kinh tế của các nước đang loại cán cân khác như dịch vụ, chênh lệch phát triển (Akçay và Erataş, 2012). Với giữa các khoản thu và chi trong hoạt động việc tự do hóa thị trường tài chính, vấn đề đầu tư CCVL đóng vai trò quan trọng tính bền vững của thâm hụt tài khoản vãng trong hệ thống tài khoản quốc gia. Tình lai ở các nền kinh tế đang phát triển, vốn trạng thặng dư, hay thâm hụt của nó sẽ ảnh đang gia tăng thâm hụt tài khoản vãng lai, hưởng đến sự tăng trưởng kinh tế của đất một lần nữa trở nên nổi bật. Nhìn chung nước. về thâm hụt tài khoản vãng lai là bắt đầu Telatar và Tezi (2009) thực hiện nghiên cho tín hiệu nguy hiểm khi nó vượt quá cứu cho Thổ Nhĩ Kỳ giai đoạn 1991- 5% GDP. Tuy nhiên, tốc độ tăng nhanh, 2005, các tác giả kết hợp giữa mô hình tỷ lệ xuất khẩu so với GDP, cán cân đầu VAR và thử nghiệm quan hệ nhân quả để tư- tiết kiệm, cơ cấu tài chính, khối lượng cuối cùng biết được rằng mối quan hệ giữa và cơ cấu chu chuyển vốn quyết định tính tăng trưởng kinh tế và cân bằng CCVL là bền vững của thâm hụt CCVL (Akçay và mối quan hệ nhân quả một chiều. Erataş, 2012). Ngoài ra, nếu thâm hụt tài De Melo và cộng sự (2011) đã thực hiện khoản vãng lai được đáp ứng bằng việc nghiên cứu với bộ dữ liệu của 100 quốc vay nợ ngắn hạn dự trữ bên ngoài, hoặc gia, giai đoạn 1971- 2007 thông qua mô nếu đó là do chi tiêu tiêu dùng, thì quy mô hình Probit với tăng trưởng kinh tế là biến của mối nguy hiểm càng tăng thêm. Tăng phụ thuộc. Nghiên cứu đã cho thấy thâm thâm hụt tài khoản vãng lai được xem là hụt tài khoản vãng lai có ảnh hưởng tiêu một trong những nguyên nhân chính gây cực đến tăng trưởng kinh tế và làm cho ra khủng hoảng ở nhiều nước đang phát nền kinh tế tăng trưởng âm. triển kể từ năm 1990 (Akçay và Erataş, Cùng năm, Yilmaz và cộng sự (2011) 2012). cũng lấy dữ liệu tại Thổ Nhĩ Kỳ nhưng ở Hepaktan và Çinar (2012) cho thấy rằng, giai đoạn 1980-2010. Các tác giả tiến hành mặc dù các biến số kinh tế vĩ mô ảnh thử nghiệm quan hệ nhân quả và thấy rằng hưởng và chịu tác động của tăng trưởng không có mối quan hệ nhân quả trực tiếp 28 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 2021
4. NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH giữa thâm hụt CCVL và tăng trưởng kinh Từ cuối những năm 90 đến cuộc khủng tế của quốc gia này. hoảng tài chính toàn cầu gần đây nhất, Mặt khác, nghiên cứu của nhiều tác giả nhiều quốc gia có biểu hiện thâm hụt tài Hobza và Zeugner (2014), Cecen và Xiao khoản vãng lai ngày càng tăng. Tuy nhiên, (2014) đã liên hệ các dòng vốn với thâm những thâm hụt này lại góp phần vào tăng hụt CCVL của một quốc gia thông qua trưởng kinh tế (Yilmaz và cộng sự, 2011; các kênh tỷ giá hối đoái, họ cho rằng dòng Yalçınkaya và Sönmez, 2017). Trong vốn chảy vào ngày càng tăng khiến đồng trường hợp của các nước thị trường mới nội tệ tăng giá, từ đấy làm cho hoạt động nổi, thâm hụt tài khoản vãng lai được tài nhập khẩu tăng lên và làm giảm xuất khẩu trợ bởi các nguồn lực đầu cơ và nợ ngày hàng hóa, dịch vụ; do đó làm xấu đi số dư càng tăng. Thâm hụt tài khoản vãng lai CCVLcủa nền kinh tế. Từ thu nhập quốc cho phép một quốc gia tiêu dùng nhiều dân có thể thấy CCVL chính là khoản hơn mức sản xuất hoặc đầu tư nhiều hơn chênh lệch giữa tiết kiệm và đầu tư. Vì mức tiết kiệm được. Tăng trưởng kinh tế vậy, việc tăng đầu tư, giảm tiết kiệm sẽ có thể đạt được hoặc tăng lên thông qua làm giảm thặng dư CCVL. Do đó, sự gia chuyển dịch vốn nước ngoài. Khái niệm tăng dòng vốn FDI có thể tạo ra nhiều đầu thâm hụt vãng lai có thể vô hại và hữu ích, tư hơn vào nền kinh tế trong nước và làm đặc biệt khi việc tài trợ cho thâm hụt bền xấu đi cán cân vãng lai. Tuy nhiên, kết quả vững. cuối cùng lại thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Gần đây nhất, Yalçınkaya và Sönmez 3. Thực trạng tăng trưởng kinh tế và (2017) đã xác định mối quan hệ nhân quả cán cân vãng lai của Việt Nam giữa thâm hụt tài khoản vãng lai và tăng trưởng kinh tế đối với các nước EAGLEs Giai đoạn từ 2005 đến 2017 cho thấy (Brazil, Trung Quốc, Ấn Độ, Indonesia, CCVL của Việt Nam chuyển dịch từ Mexico, Nga và Thổ Nhĩ Kỳ). Trong bối thâm hụt lớn trong thời gian dài sang cảnh này, một mô hình thực nghiệm đã thặng dư cao và khá ổn định. Cụ thể, theo được phát triển trong phạm vi phân tích IMF(2018), trong giai đoạn 2005- 2010, dữ liệu bảng sử dụng dữ liệu hàng năm CCVL thâm hụt thường xuyên, thậm chí trong giai đoạn 1994-2014. Đầu tiên, tác thâm hụt cao, vượt xa ngưỡng cảnh báo giả đã sử dụng kiểm định delta và phát (mức thâm hụt CCVL/GDP từ năm 2007- hiện được tính không đồng nhất của các 2009 lần lượt là 10%, 11,1% và 6,6%). biến. Sau khi sự tồn tại của mối quan hệ Tuy nhiên, trong giai đoạn từ 2011 trở về đồng liên kết giữa chuỗi được chứng minh sau, CCVL chuyển từ thặng dư nhẹ vào bằng cách sử dụng thử nghiệm đồng liên năm 2011 (233 triệu USD) sang thặng kết Durbin H, thử nghiệm nhân quả bảng dư cao và khá ổn định (mức thặng dư từ Dumitrescu-Hurlin đã được áp dụng. Theo 2,5%- 6% GDP) (IMF, 2018). Trong đó kết quả thực nghiệm, các tác giả kết luận vào năm 2015, do có một số yếu tố bất rằng trong dài hạn có mối quan hệ nhân lợi từ bên ngoài như Trung Quốc phá giá quả từ tăng trưởng đến thâm hụt tài khoản đồng nhân dân tệ nên CCVL chỉ thặng vãng lai đối với các nước EAGLEs. dư nhẹ ở mức 906 triệu USD. Ngày nay, thâm hụt tài khoản vãng lai là Bên cạnh đó, cán cân thương mại (CCTM) rất quan trọng đối với nhiều quốc gia do thặng dư cũng giúp CCVL thặng dư và đó là kết quả của toàn cầu hóa tài chính. ngược lại. CCTM cải thiện dần từ mức Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 29
5. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển Đơn vị: triệu USD Hình 1. Cán cân thanh toán giai đoạn 2007-2017 Nguồn: IMF(2018) nhập siêu đỉnh điểm giai đoạn 2007- 2008 CCVL (IMF, 2018). Sau khi gia nhập (lần lượt là 14,2 và 18 tỷ USD, tương WTO, một lượng vốn FDI lớn đổ vào Việt đương 29% kim ngạch xuất khẩu) chuyển Nam, đặc biệt trong lĩnh vực sản xuất, chế sang xuất siêu từ năm 2012. Riêng năm biến, chế tạo. Nhờ đó, xuất khẩu của khu 2015, nhập siêu trở lại ở mức 3,5 tỷ USD vực FDI tăng mạnh và đưa CCTM của khu do một số yếu tố bất lợi đã đề cập ở trên vực này chuyển sang xuất siêu với quy mô (IMF, 2018). ngày càng lớn. Thêm vào đó, khu vực FDI liên tục xuất Chuyển tiền một chiều của khu vực tư siêu trong giai đoạn 2012- 2017, từ 4,1 nhân (kiều hối) là nguồn bù đắp đáng kể tỷ USD lên 25,8 tỷ USD giúp cải thiện và tương đối ổn định cho CCVL. Kiều hối Đơn vị: triệu USD Hình 2. Chuyển giao vãng lai giai đoạn 2007-2017 Nguồn: IMF(2018) 30 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 2021
6. NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH Hình 3. Chêch lệch tiết kiệm – đầu tư so với GDP Nguồn: ADB (2018) bắt đầu tăng mạnh từ năm 2007 khi các dư ngay cả khi tăng trưởng liên tục hồi cơ hội đầu tư trong nước được mở ra cho phục lên mức khá (quý IV/2017, GDP người Việt Nam định cư tại nước ngoài. tăng 7,65%) (Nguyễn Đức Trung và cộng Mặc dù có những thời điểm chịu tác động sự, 2018). Như vậy, tổng tiết kiệm lớn hơn không thuận lợi như khủng hoảng kinh tổng đầu tư toàn nền kinh tế Việt Nam tế làm giảm thu nhập của người lao động trong suốt 7 năm liên tục. Tuy nhiên, điều Việt Nam tại nước ngoài, nhưng tính bình này không có gì là bất thường nếu xem quân trong giai đoạn 2007- 2017, chuyển xét sự thay đổi căn bản trong cấu trúc nền tiền kiều hối đạt mức 8,3 tỷ USD/năm kinh tế Việt Nam trong thời gian qua. (Nguyễn Đức Trung và cộng sự, 2018). Sự tham gia mạnh mẽ và sâu sắc hơn của Trên thực tế, CCVL của Việt Nam giai khu vực FDI là tác nhân chính làm thay đoạn 2015- 2017 tiếp tục duy trì đà thặng đổi sản xuất trong nước và cơ cấu xuất Hình 6. Tỷ trọng thương mại khu vực FDI và Hình 7. Cán cân thương mại khu vực FDI khu vực trong nước và khu vực trong nước Nguồn: Tổng cục Thống kê (2018) Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 31
7. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển Hình 8. Cân đối tài khoản vãng lai (tỷ USD) Hình 9. Cán cân thương mại hàng hóa (tỷ USD) Nguồn: Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Nguồn: Tổng cục Thống kê nhập khẩu của Việt Nam, làm thay đổi cấu Tóm lại, việc CCVL của Việt Nam liên trúc thương mại Việt Nam và từ đó tác tục thặng dư từ năm 2011 không phải là động mạnh tới CCVL. Cơ cấu thương mại điều bất thường mà xuất phát từ chu kỳ dịch chuyển theo hướng tăng tỷ trọng khu kinh tế (kinh tế tăng trưởng thấp giai đoạn vực FDI và giảm tỷ trọng khu vực trong 2011- 2014) và sự đóng góp mạnh mẽ của nước. Cụ thể là, tỷ trọng tổng kim ngạch khu vực FDI vào thặng dư CCTM (giai xuất nhập khẩu của khu vực FDI trong đoạn 2015- 2017). tổng kim ngạch xuất nhập khẩu cả nước Sang giai đoạn 2018- 2020, mặc dù phải tăng từ 36% năm 2005 lên 66% năm 2017, đối mặt với nhiều khó khăn như đã kể trong khi tỷ trọng này của khu vực trong trên, Việt Nam vẫn ghi nhận những kết nước giảm từ 64% xuống 34% cùng giai quả khả quan trong thương mại, củng cố đoạn (Tổng cục Thống kê, 2018). thêm sự vững chắc từ khu vực kinh tế đối Từ những phân tích trên có thể thấy thặng ngoại. dư CCTM thời gian qua thực chất là nhờ Vào đầu giai đoạn 2018- 2020, khu vực mức xuất siêu cao của khu vực FDI đã bù kinh tế đối ngoại được dự báo sẽ bị ảnh đắp được cho nhập siêu của khu vực trong hưởng nặng nề bởi suy thoái toàn cầu, nước suốt từ 2011 trở lại đây. Kết quả xuất chiến tranh thương mại Mỹ- Trung, và sự khẩu của khu vực này tăng mạnh và tạo cải tổ lại các chuỗi giá trị toàn cầu vốn ra thặng dư CCTM cho toàn nền kinh tế đang tập trung ở Trung Quốc, bao gồm cả ngay cả khi khu vực trong nước tiếp tục với những sản phẩm thuốc và dược phẩm thâm hụt. Tỷ lệ nội địa hóa của khu vực chính yếu (Tổng cục Thống kê, 2020). FDI ngày càng tăng đã góp phần làm giảm Những dự báo về sự sụt giảm khu vực đáng kể tỷ lệ hàng hóa nhập khẩu phục kinh tế đối ngoại của Việt Nam là hoàn vụ xuất khẩu. Điển hình là tỷ lệ nội địa toàn có cơ sở. Bởi Việt Nam là một trong hóa của Samsung tăng từ 35% năm 2014 những nền kinh tế mở nhất trên thế giới, lên 51% năm 2016 (Tổng cục Thống kê, với tỷ lệ thương mại hàng hóa trên GDP 2018). Việc chủ động được sản xuất tại lên đến gần 200%, và mối quan hệ thương thị trường Việt Nam đã giúp các doanh mại và tài chính song phương đã có từ nghiệp FDI hạn chế phải nhập khẩu, từ đó lâu với Trung Quốc (Ngân hàng Thế giới, gia tăng biên lợi nhuận và tái đầu tư. 2020). 32 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 2021
8. NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH Tuy nhiên, điều không ngờ là Việt Nam Thương mại Thế giới (WTO). đã đạt thặng dư tài khoản vãng lai trong năm 2020. Việt Nam ghi nhận kỷ lục về 4. Bằng chứng thực nghiệm về mối thặng dư thương mại hàng hóa trong năm quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán 2020 và tích lũy được gần 100 tỷ USD dự cân vãng lai của Việt Nam trữ ngoại hối (Ngân hàng Thế giới, 2020). Tài khoản vãng lai đạt thặng dư ngay cả Để tìm kiếm bằng chứng thực nghiệm khi ngành Du lịch bị ảnh hưởng nặng nề cho mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh do hạn chế nhập cảnh với du khách nước tế và CCVL của Việt Nam, nhóm nghiên ngoài, đóng cửa biên giới các quốc gia cứu đã xây dựng mô hình mối quan hệ và kiều hối của người Việt Nam ở nước giữa hai biến số này trên cơ sở lược khảo ngoài dự kiến giảm khoảng 7,8% trong các nghiên cứu liên quan của Hobza và năm 2020 so với năm trước (Ngân hàng Zeugner (2014), Cecen và Xiao (2014), Thế giới, 2020). Có lẽ kết quả ấn tượng Yalçınkaya và Sönmez (2017), như sau: nhất là xuất khẩu trong 10 tháng đầu năm ∆xt = πxt-1 + τ1∆xt-1 + τ2∆xt-2 + + 2020 tăng trưởng khoảng 4,8% so với + τk-1∆xt-(k-1) + ut cùng kỳ năm 2019 (Ngân hàng Thế giới, Trong đó là vector các biến trong mô 2020). Mặc dù kết quả trên vẫn thấp hơn hình, là ma trận vuông cấp nxn, là ma so với kết quả mà Việt Nam ghi nhận trận vuông cấp nxn, ut là vectơ sai số, k trong những năm gần đây, nhưng lại đạt là độ trễ của mô hình. Các biến trong mô được trong bối cảnh dòng lưu chuyển hình được trình bày trong Bảng 1. thương mại toàn cầu dự kiến giảm khoảng Nhóm nghiên cứu thực hiện ước lượng 10%, theo ước tính mới nhất của Tổ chức mô hình bằng phương pháp VECM với Bảng 1. Tóm tắt các biến trong mô hình Tên Công STT Mô tả các biến Nguồn tham khảo biến thức Biến chính Yalçınkaya và Sönmez (2017), Tỷ lệ CCVL trên GDP của quốc gia 1 CA Hobza và Zeugner (2014), t vào năm t Cecen và Xiao (2014) Tỷ lệ vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài Hobza và Zeugner (2014), 2 FDI t trên GDP của quốc gia vào năm t Cecen và Xiao (2014) Yalçınkaya và Sönmez (2017), Tốc độ tăng trưởng GDP bình quân 3 GDPPC Hobza và Zeugner (2014), t đâu người của quốc gia vào năm t Cecen và Xiao (2014) Biến kiểm soát Tỷ giá hối đoái hiệu lực của quốc gia Hobza và Zeugner (2014), 4 REER t vào năm t Cecen và Xiao (2014) Logarit tự nhiên của trữ lượng vốn 5 K lnK Yalçınkaya và Sönmez (2017) t của quốc gia vào năm t t 6 Lt Tỷ lệ việc làm của quốc gia vào năm t Yalçınkaya và Sönmez (2017) Lãi suất tiền gửi của quốc gia vào Hobza và Zeugner (2014), 7 r t năm t Cecen và Xiao (2014) Nguồn: Tổng hợp của nhóm tác giả Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 33
9. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển Bảng 2. Kết quả kiểm định quan hệ đồng tích hợp Giả thiết H0 Eigenvalue Thống kê Trace Giá trị tới hạn tại 5% P-value None * 0,607779 33,31457 29,79707 0,0189 At most 1 0,391229 12,72412 15,49471 0,1253 At most 2 0,078780 1,805229 3,841466 0,1791 Nguồn: Tổng hợp và tính toán của nhóm nghiên cứu Bảng 3. Kết quả ước lượng mô hình VECM ( ): sai số chuẩn; [ ]: thống kê t Cointegrating Eq: CointEq1 GDPPC(-1) 1,000000 FDI(-1) 0,373756 (0,07108) [ 5,25844] CA(-1) 0,093356 (0,03017) [ 3,09387] C -7,331119 Error Correction: D(GDPPC) D(FDI) D(CA) CointEq1 -0,849568 -0,866319 2,471962 (0,17409) (0,41289) (1,18142) [-4,88013] [-2,09818] [ 2,09236] D(GDPPC(-1)) 0,304014 -0,396625 0,483446 (0,16301) (0,38662) (1,10626) [ 1,86499] [-1,02587] [ 0,43701] D(FDI(-1)) 0,347198 0,215156 -0,879562 (0,13632) (0,32332) (0,92514) [ 2,54687] [ 0,66545] [-0,95073] D(CA(-1)) 0,136806 0,072928 -0,190902 (0,04769) (0,11311) (0,32364) [ 2,86865] [ 0,64476] [-0,58985] C 0,168003 0,125752 -0,045065 (0,11966) (0,28380) (0,81205) [ 1,40402] [ 0,44310] [-0,05550] D(K) 0,344607 0,986169 -2,503851 (0,11680) (0,27703) (0,79268) [ 2,95031] [ 3,55980] [-3,15873] 34 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 2021
10. NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH D(L) -0,166200 -1,620473 2,552547 (0,44349) (1,05185) (3,00971) [-0,37475] [-1,54059] [ 0,84810] D(R) -0,001576 0,430354 -0,957543 (0,07427) (0,17614) (0,50401) [-0,02122] [ 2,44319] [-1,89985] D(REER) -0,050132 0,061784 -0,148303 (0,02655) (0,06296) (0,18015) [-1,88856] [ 0,98135] [-0,82324] R-squared 0,827956 0,611899 0,569327 Adj. R-squared 0,722082 0,373068 0,304297 Sum sq. resids 2,956647 16,63179 136,1691 S.E. equation 0,476901 1,131092 3,236440 F-statistic 7,820243 2,562056 2,148161 Log likelihood -9,139796 -28,13965 -51,26805 Akaike AIC 1,649072 3,376332 5,478914 Schwarz SC 2,095408 3,822668 5,925249 Mean dependent -0,030212 -0,096163 0,486100 S.D. dependent 0,904628 1,428524 3,880213 Determinant resid covariance (dof adj.) 2,140716 Determinant resid covariance 0,441694 Log likelihood -84,66141 Akaike information criterion 10,42376 Schwarz criterion 11,91155 Number of coefficients 30 Nguồn: Tổng hợp và tính toán của nhóm nghiên cứu. bộ dữ liệu kinh tế vĩ mô Việt Nam trong Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo tiêu giai đoạn 1998- 2019. Dữ liệu phục vụ chuẩn ADF cho thấy một số biến ở chuỗi nghiên cứu được thu thập ở Việt Nam từ gốc đều không dừng. Tuy nhiên, khi lấy sai các nguồn sau: Thứ nhất, để tính toán các phân bậc 1, các biến CAt, FDIt, GDPPCt, biến trong mô hình tác giả thu thập dữ liệu Kt, Lt, Rt, REERt đều dừng ở mức ý nghĩa theo quốc gia Việt Nam được cung cấp 5%. bởi Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB) Bên cạnh đó, lựa chọn độ trễ tối ưu theo và bộ dữ liệu World Economic Outlook các tiêu chí (1) lỗi dự báo cuối cùng (FPE: (WEO) của IMF; Thứ hai, chúng tôi tiến Final pridiction error); (2) tiêu chí thông hành thu thập dữ liệu bổ sung cũng như tin Akaike (AIC: Akaike information đối chiếu lại từ Tổng Cục Thống kê Việt criterition); (3) tiêu chí thông tin Schwarz Nam. (SC: Schwarz information criterion), (4) Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 35
11. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển tiêu chí thông tin Hannan-Quinn (HQ: mối liên hệ cân bằng trong dài hạn giữa Hanan-Quinn information criterition) đều các biến trong mô hình, tiếp theo, nhóm cho kết quả là 1. Tiếp theo nhóm nghiên nghiên cứu tiến hành ước lượng mô hình cứu sẽ kiểm tra sự tồn tại của mối liên VECM với 1 quan hệ đồng tính hợp và độ hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến trễ tối ưu là 1. số trong mô hình. Để thực hiện điều này, Kết quả ước lượng mô hình VECM cho nhóm nghiên cứu tiến hành kiểm định sự thấy mối quan hệ cân bằng trong dài tồn tại mối quan hệ đồng tích hợp giữa hạn và ngắn hạn giữa các biến trong mô các biến trong mô hình theo phương pháp hình. Sau đó, nhằm kiểm tra mối quan hệ Johansen. giữa FDI, CCVL và tăng trưởng kinh tế, Giá trị P-value trong Bảng 2 cho thấy, tồn nhóm nghiên cứu thực hiện trích riêng tại 1 mối quan hệ đồng tích hợp giữa các từng phương trình với biến phụ thuộc là biến trong mô hình tại mức ý nghĩa 5%. D(GDPPC), D(FDI) và D(CA). Như vậy, có bằng chứng về sự tồn tại mối Kết quả ước lượng phương trình với biến liên hệ cân bằng trong dài hạn giữa FDI, phụ thuộc là D(GDPPC) được mô tả trong CCVL và tăng trưởng kinh tế. bảng 4. Sau khi tìm được bằng chứng về sự tồn tại Kết quả ước lượng mô hình VECM cho Bảng 4. Kết quả ước lượng mô hình với biến phụ thuộc D(GDPPC) D(GDPPC) = C(1)*( GDPPC(-1) + 0,373756243396*FDI(-1) + 0,0933557343995*CA(-1) – 7,33111858421 ) + C(2)*D(GDPPC(-1)) + C(3)*D(FDI(-1)) + C(4)*D(CA(-1)) + C(5) + C(6)*D(K) + C(7)*D(L) + C(8)*D(R) + C(9)*D(REER) Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Thống kê t p-value C(1) -0,849568 0,174087 -4,880135 0,0003 C(2) 0,304014 0,163011 1,864988 0,0849 C(3) 0,347198 0,136323 2,546872 0,0243 C(4) 0,136806 0,047690 2,868648 0,0132 C(5) 0,168003 0,119659 1,404016 0,1838 C(6) 0,344607 0,116804 2,950315 0,0113 C(7) -0,166200 0,443491 -0,374754 0,7139 C(8) -0,001576 0,074267 -0,021225 0,9834 C(9) -0,050132 0,026545 -1,888559 0,0815 R-squared 0,827956 Mean dependent var -0,030212 Adjusted R-squared 0,722082 S.D. dependent var 0,904628 S.E. of regression 0,476901 Akaike info criterion 1,649072 Sum squared resid 2,956647 Schwarz criterion 2,095408 Log likelihood -9,139796 Hannan-Quinn criter. 1,754216 F-statistic 7,820243 Durbin-Watson stat 1,952995 Prob(F-statistic) 0,000670 Nguồn: tổng hợp và tính toán của nhóm nghiên cứu 36 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 2021
12. NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH Bảng 5. Kiểm định tương quan chuỗi và phương sai thay đổi Kiểm định tương quan chuỗi Breusch- Kiểm định phương sai thay đổi Breusch- Godfrey Pagan-Godfrey F-statistic 0,004649 F-statistic 1,181031 Prob. F(1,12) 0,9468 Prob. F(14,7) 0,4318 Obs*R-squared 0,008520 Obs*R-squared 15,45640 Prob. Chi-Square(1) 0,9265 Prob. Chi-Square(14) 0,3477 Nguồn: tổng hợp và tính toán của nhóm nghiên cứu Bảng 6. Kết quả ước lượng mô hình với biến phụ thuộc D(CA) D(CA) = C(19)*( GDPPC(-1) + 0,373756243396*FDI(-1) + 0,0933557343995*CA(-1) – 7,33111858421 ) + C(20)*D(GDPPC(-1)) + C(21)*D(FDI(-1)) + C(22)*D(CA(-1)) + C(23) + C(24)*D(K) + C(25)*D(L) + C(26)*D(R) + C(27)*D(REER) Hệ số hồi quy Độ lệch chuẩn Thống kê t p-value C(19) 2,471962 1,181423 2,092359 0,0566 C(20) 0,483446 1,106259 0,437010 0,6693 C(21) -0,879562 0,925143 -0,950731 0,3591 C(22) -0,190902 0,323643 -0,589853 0,5654 C(23) -0,045065 0,812052 -0,055496 0,9566 C(24) -2,503851 0,792676 -3,158732 0,0075 C(25) 2,552547 3,009708 0,848104 0,4117 C(26) -0,957543 0,504009 -1,899853 0,0799 C(27) -0,148303 0,180145 -0,823241 0,4252 R-squared 0,569327 Mean dependent var 0,486100 Adjusted R-squared 0,304297 S.D. dependent var 3,880213 S.E. of regression 3,236440 Akaike info criterion 5,478914 Sum squared resid 136,1691 Schwarz criterion 5,925249 Log likelihood -51,26805 Hannan-Quinn criter. 5,584057 F-statistic 2,148161 Durbin-Watson stat 1,943685 Prob(F-statistic) 0,106138 Nguồn: Tổng hợp và tính toán của nhóm nghiên cứu thấy hệ số hồi quy C(1) của phương trình trị p-value là 0,0243< 5%. Như vậy, trong đồng tích hợp mang giá trị âm (-0,849568) ngắn hạn khi vốn đầu tư trực tiếp nước và có giá trị p-value là 0,0003< 5% nên hệ ngoài tăng sẽ có tác động tích cực đến số hồi quy này có ý nghĩa thống kê. Như tăng trưởng kinh tế. vậy trong dài hạn tồn tại tác động của FDI Bên cạnh đó, hệ số hồi quy C(4) của biến và CCVL đến tăng trưởng kinh tế. CA là 0,136806 mang giá trị dương và có Mặt khác, hệ số hồi quy C(3) của biến FDI giá trị p-value là 0,0132< 5%. Như vậy, là 0,347198 mang giá trị dương và có giá trong ngắn hạn khi CCVL tăng sẽ có tác Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 37
13. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển Bảng 7. Kiểm định tương quan chuỗi và phương sai thay đổi Kiểm định tương quan chuỗi Breusch- Kiểm định phương sai thay đổi Breusch- Godfrey Pagan-Godfrey F-statistic 0,529371 F-statistic 1,356304 Prob. F(1,12) 0,4808 Prob. F(14,7) 0,3549 Obs*R-squared 0,929509 Obs*R-squared 16,07425 Prob. Chi-Square(1) 0,3350 Prob. Chi-Square(14) 0,3089 Nguồn: tổng hợp và tính toán của nhóm nghiên cứu động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. tác động đến CCVL. Như vậy, kết quả nghiên cứu cho thấy cả Như vậy, kết quả nghiên cứu cho thấy cả trong ngắn hạn và dài hạn, FDI, CCVL đều trong ngắn hạn và dài hạn, tăng trưởng có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh kinh tế, FDI đều không có tác động đến tế. Các kiểm định tương quan chuỗi Breusch- Godfrey, phương sai thay đổi Breusch- Pagan-Godfrey có giá tri p-value lần lượt là 0,9265 và 0,3477 đều lớn hơn 5%. Do đó, mô hình không có hiện tượng tương quan chuỗi và phương sai thay đổi. Kết quả của các kiểm định này cho thấy mô hình thu được thỏa mãn các điều kiện. Tiếp theo, kết quả ước lượng phương trình với biến phụ thuộc là D(CA) được mô tả tại bảng 5. Kết quả ước lượng mô hình VECM cho Hình 10. Kết quả phân rã phương sai của tăng thấy hệ số hồi quy C(19) của phương trình trường kinh tế đồng tích hợp có giá trị p-value là 0,0566 10%. Như vậy, trong ngắn hạn tăng trưởng kinh tế sẽ không có tác động đến CCVL. Mặt khác, hệ số hồi quy C(21) của biến FDI là -0,879562 mang giá trị âm và có giá trị p-value là 0,3591 lớn hơn mức ý Hình 11. Kết quả phân rã phương sai của cán nghĩa 5%. Như vậy, trong ngắn hạn vốn cân vãng lai đầu tư trực tiếp nước ngoài sẽ không có Nguồn: tổng hợp và tính toán của nhóm nghiên cứu 38 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 2021
14. NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH CCVL. cả ngắn hạn và dài hạn. Thêm vào đó, Các kiểm định tương quan chuỗi Breusch- bằng phương pháp phân rã phương sai, Godfrey, phương sai thay đổi Breusch- nhóm nghiên cứu thấy rằng, trong ngắn Pagan-Godfrey có giá tri p-value lần lượt hạn, tăng trưởng kinh tế hiện tại chủ yếu là 0,3350 và 0,3089 đều lớn hơn 5%. Do phụ thuộc vào tăng trưởng kinh tế trong đó, mô hình không có hiện tượng tương quá khứ. Tuy nhiên, trong dài hạn tăng quan chuỗi và phương sai thay đổi. Kết trưởng kinh tế sẽ phụ thuộc vào cả tăng quả của các kiểm định này cho thấy mô trưởng kinh tế trong quá khứ và CCVL. hình thu được thỏa mãn các điều kiện. Ngoài ra, trong cả ngắn hạn và dài hạn, Để thấy rõ hơn mối quan hệ giữa FDI, CCVL hiện tại chủ yếu phụ thuộc vào CCVL và tăng trưởng kinh tế, nhóm CCVL trong quá khứ, hầu như không phụ nghiên cứu thực hiện phân rã phương sai thuộc vào tăng trưởng kinh tế. đối với từng biến số (Hình 10) Như vậy, kết quả nghiên cứu một lần nữa Kết quả phân rã phương sai của tăng khẳng định lại hiện tượng CCVL liên tục trưởng kinh tế cho thấy trong ngắn hạn thặng dư nhưng kinh tế Việt Nam lại tăng tăng trưởng kinh tế hiện tại chủ yếu phụ trưởng mạnh. Một giải thích cho hiện thuộc vào tăng trưởng kinh tế trong quá tượng này có thể là do tác động của dòng khứ. Tuy nhiên, trong dài hạn tăng trưởng vốn FDI. Cụ thể, sự tham gia mạnh mẽ kinh tế sẽ phụ thuộc vào cả tăng trưởng và sâu sắc hơn của khu vực FDI là tác kinh tế trong quá khứ, FDI và CCVL. nhân chính làm thay đổi sản xuất trong Kết quả phân rã phương sai của CCVL nước và cơ cấu xuất nhập khẩu của Việt cho thấy trong cả ngắn hạn và dài hạn Nam, làm thay đổi cấu trúc thương mại CCVL hiện tại chủ yếu phụ thuộc vào Việt Nam và từ đó tác động mạnh tới CCVL trong quá khứ. CCVL hầu như CCVL. Cơ cấu thương mại dịch chuyển không phụ thuộc vào tăng trưởng kinh tế theo hướng tăng tỷ trọng khu vực FDI và và FDI. giảm tỷ trọng khu vực trong nước. Theo báo cáo của Tổng Cục thống kê, tốc độ 5. Kết luận và hướng nghiên cứu tiếp tăng trưởng GDP các năm 2018, 2019 theo luôn đạt trên 7%, mức cao nhất trong giai đoạn từ 2008- 2019. Đóng góp vào kết quả 5.1. Kết luận quả đó, phải kể đến vai trò của các doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài Trong nghiên cứu này, chúng tôi đã xây lớn như Samsung, Formosa và hàng loạt dựng mô hình mối quan hệ giữa tăng các doanh nghiệp khác. Nếu xét cả năm trưởng kinh tế và CCVL của Việt Nam 2017, Samsung và Formosa đóng góp tỷ trên cơ sở lược khảo các nghiên cứu liên trọng cao vào mức tăng 9,4% điểm phần quan của Hobza và Zeugner (2014), Cecen trăm của ngành công nghiệp và góp phần và Xiao (2014), Yalçınkaya và Sönmez vào việc lập kỷ lục xuất nhập khẩu với (2017). Kết quả ước lượng mô hình kim ngạch đạt trên 400 tỷ USD (Nguyễn VECM cho thấy CCVL có tác động tích Đức Trung và cộng sự, 2018). Trong năm cực đến tăng trưởng kinh tế trong cả ngắn 2020, ảnh hưởng của đại dịch COVID-19 hạn và dài hạn. Tuy nhiên, kết quả nghiên đã khiến cho luồng vốn FDI toàn cầu giảm cứu cũng cho thấy không tồn tại tác động mạnh khi các lệnh phong tỏa và suy thoái của tăng trưởng kinh tế đến CCVL trong kinh tế toàn cầu làm chậm lại việc triển Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 39
15. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và cán cân vãng lai tại Việt Nam: một hiện tượng đặc biệt của các quốc gia đang phát triển khai các dự án đang có và triển vọng kinh FDI. tế u ám khiến các công ty đa quốc gia Ba là, cần thay đổi một cách triệt để cách cân nhắc lại các dự án đầu tư mới. Tuy thức tổ chức và thực hiện công tác xúc nhiên, giải ngân FDI của Việt Nam chỉ tiến đầu tư, chuyển từ phương thức chủ giảm nhẹ so với năm 2019 và CCTM cao yếu mang tính thụ động và dựa trên phê kỷ lục 19,1 tỷ USD (Ngân hàng Thế giới, duyệt sang cách tiếp cận về xúc tiến FDI 2020). Các dòng vốn FDI mới bất chấp đại có mục tiêu và chủ động, bao gồm xây dịch COVID-19 đang cho thấy xu hướng dựng chiến lược ngành rõ ràng và vận chuyển dịch đầu tư vào Việt Nam. động chính sách để giải phóng tiềm năng Tuy nhiên, bên cạnh những đóng góp quan đầu tư. Những chuyển đổi chiến lược trọng cho nền kinh tế Việt Nam, đã xuất cần thực hiện như chuyển từ thu hút loại hiện một số tín hiệu quan ngại cho tính hình đầu tư FDI phù hợp với nhóm sản bền vững và tích cực của nguồn vốn này. phẩm hiện có của Việt Nam sang đón đầu Cụ thể, theo Nguyễn Đức Trung và cộng và xây dựng các điều kiện đầu tư có khả sự (2018) thì (1) FDI bắt đầu thể hiện dấu năng thu hút loại hình đầu tư FDI mà Việt hiệu suy giảm trong nửa đầu năm 2018. Nam muốn và cần có trong thời gian tới; (2) Mức độ chênh lệch giữa “vốn đăng chuyển nguồn lực sang cách tiếp cận chủ ký” và “vốn giải ngân” ngày càng lớn từ động, có mục tiêu, đồng thời vẫn tiếp tục năm 2016 trở lại đây. (3) Dòng vốn FDI cung cấp dịch vụ xúc tiến đầu tư chuyên thông qua hoạt động thâu tóm các doanh nghiệp cho tất cả các nhà đầu tư quan tâm nghiệp lớn của Việt Nam (Sabeco, ) cũng đến Việt Nam. đặt ra những thách thức cho chính sách tiền tệ nói chung và chính sách tỷ giá nói 5.2. Hướng nghiên cứu tiếp theo riêng. (4) Hơn thế, lịch sử phát triển nhiều quốc gia cũng cho thấy sự phụ thuộc quá Mặc dù đã đạt được các mục tiêu nghiên nhiều vào dòng vốn FDI tiềm ẩn nhiều rủi cứu đề ra, nhóm nghiên cứu nhận thấy ro có thể gây bất ổn kinh tế vĩ mô khi có nghiên cứu này vẫn còn hạn chế và cần sự sụt giảm bất ngờ về quy mô cũng như được bổ sung, cải thiện trong tương lai. chất lượng nguồn vốn FDI. Do đó, trong Thứ nhất, mặc dù nghiên cứu đã thu thập tương lai, Chính phủ cần có những giải tất cả nguồn dữ liệu có thể có đối với quốc pháp quản lý dòng vốn này nhằm đảm bảo gia nghiên cứu là Việt Nam, tuy nhiên sự phát triển bền vững của nền kinh tế. Cụ mẫu nghiên cứu chưa thực sự đủ lớn. Điều thể: này làm giới hạn các kết luận có thể rút ra Một là, tiếp tục điều hành chính sách tiền từ kết quả ước lượng cũng như ảnh hưởng tệ theo định hướng ổn định vĩ mô để duy đến độ tin cậy của kiểm định. Các nghiên trì dòng vốn FDI. Để đạt được mục tiêu cứu tiếp theo cần cải thiện quá trình thu ổn định vĩ mô, điều hành chính sách tiền thập số liệu, bằng cách mở rộng quy mô tệ cần phải chú ý đến việc thay đổi cơ chế mẫu với nhiều quốc gia. Khi đó, các kết điều hành lãi suất, quản lý dòng vốn hiệu quả rút ra sẽ mang tính toàn diện hơn. quả. Thứ hai, ngoài các biến số đã được phân Hai là, sử dụng các chính sách tiền tệ phi tích trong các mô hình đã chỉ ra ở trên, về truyền thống kết hợp với chính sách tài mặt lý thuyết mối quan hệ giữa CCVL và khóa trong giai đoạn “bình thường mới” tăng trưởng kinh tế còn chịu ảnh hưởng nhằm ổn định vĩ mô để duy trì nguồn vốn của các biến số khác. Do đó, các nghiên 40 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 3. 2021
16. NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH cứu tiếp theo cần dựa trên mục tiêu nghiên cứu cụ thể để bổ sung thêm các biến số khác. ■ Tài liệu tham khảo 1. ADB (2018). Asian development outlook 2018. Retrieved from: publication/411666/ado2018.pdf.Cecen, A., & Xiao, L. (2014). Capital Flows and Current Account Dynamics in Turkey: A Nonlinear Time Series Analysis. Economic Modelling, 39, 240-246. 2. Akçay, A. & Erataş, F. (2012). Cari açık ve ekonomik büyüme ilişkisinin panel nedensellik analizi ekseninde değerlendirilmesi. 08.04.2016. 3. Cecen, A., & Xiao, L. (2014). Capital Flows and Current Account Dynamics in Turkey: A Nonlinear Time Series Analysis. Economic Modelling, 39, 240-246. 4. De Mello, L., Padoan, P. C., & Rousová, L. (2011). The growth effect of current-account reversals. voxeu.org/article/growth-effect-current-account-reversals, 08.04.2016. 5. Hepaktan, E. & Çınar, S. (2012). OECD ülkelerinde büyüme-cari işlemler dengesi ilişkisi: Panel veri analizi. Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 12(1), 43-58. 6. Hobza, A. & Zeugner, S. (2014). The” imbalanced balance” and its unravelling: current accounts and bilateral financial flows in the euro area. Economic papers, 520, 1-32. 7. IMF (2018). International Financial Statistics (IFS) database. Retrieved from: A. & Erataş, F. (2012). Cari açık ve ekonomik büyüme ilişkisinin panel nedensellik analizi ekseninde değerlendirilmesi. 08.04.2016. 8. Kostakoğlu, S. F., & Dibo, M. (2011). Türkiye’de cari açık ve ekonomik büyüme ilişkisinin VAR yöntemi ile analizi. Anadolu International Conference in Economics II, 15-17, Eskişehir, Turkey. 9. Ngân hàng Thế giới (2020). Từ COVID-19 đến biến đổi khí hậu: làm thế nào để Việt Nam trở thành quốc gia tiên phong trong phục hồi xanh. Ban Xuất bản và Thông tin, Ngân hàng Thế giới. 10. Nguyễn Đức Trung và cộng sự (2018). Kinh tế vĩ mô Việt Nam - Phân tích và một số dự báo: Năm 2018 – Chủ động trước các cú sốc duy trì ổn định kinh tế vĩ mô (Tập 1). Nhà xuất bản Kinh tế TP.HCM 11. Roman, D. H., & Padureanu, A. (2012). Models of Foreign Direct Investments Influence on Economic Growth. Evidence from Romania. International Journal of Trade, Economics and Finance, 3(1), 25 – 29. org/10.7763/IJTEF.2012.V3.167 12. Samuelson, P. A., & Nordhaus, W. D. (1985). Economics (12th ed.). New York: New York : McGraw-Hill. 13. Sönmez, F. E., & Yalçınkaya, H. (2017). The Relationship Between Current Account Deficit and Economic Growth: Panel Causality Analysis. In Umut Burak Geyikçi, İbrahim Emre Karaa, Turkish Business Studies, Publisher: LAP LAMBERT Academic Publishing. 14. Sử Đình Thành & Nguyễn Minh Tiến. (2014). Tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế địa phương ở Việt Nam. Tạp chí Phát triển Kinh tế, 283, 21-41. 15. Telatar, O. M. & Terzi, H. (2009). Türkiye’de ekonomik büyüme ve cari işlemler dengesi ilişkisi. Atatürk Üniversitesi College of Administrative Sciences and Economics Journal, 23(2), 119-134. 16. Tổng cục Thống kê (2018). Thông cáo báo chí tình hình kinh tế - xã hội 6 tháng đầu năm 2018. vn/default.aspx?tabid=382&idmid=2&ItemID=18863.De Mello, L., Padoan, P. C., & Rousová, L. (2011). The growth effect of current-account reversals. 08.04.2016. 17. Yalçınkaya, H., & Sönmez, E. F. (2017). The Relationship Between Current Account Deficit and Economic Growth: Panel Causality Analysis. 978-620-2-02610-9, 1-15. 18. Yalçınkaya, Ö., & Temelli, F. (2014). Ekonomik büyüme ile cari işlemler dengesi arasındaki ilişki: BRICS ve MINT (1992-2013). Süleyman Demirel Üniversitesi İktisadi ve İdari Bilimler Fakültesi Dergisi, 4(19), 201-224. 19. Yılmaz, Ö. & Akıncı, M. (2011). İktisadi büyüme ile cari işlemler bilançosu arasındaki ilişki: Türkiye örneği. Atatürk Üniversitesi Institute of Social Sciences Journal, 15(2), 363-377. Số 226- Tháng 3. 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 41