Tác động của đầu tư trực tiếp nước ngoài, chi tiêu chính phủ và tỷ giá đối với xuất khẩu của Việt Nam: tiếp cận mô hình ARDL

Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
13 
TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ TRỰC TIẾP NƯỚC NGOÀI, CHI 
TIÊU CHÍNH PHỦ VÀ TỶ GIÁ ĐỐI VỚI XUẤT KHẨU CỦA 
VIỆT NAM: TIẾP CẬN MÔ HÌNH ARDL 
IMPACT OF FOREIGN DIRECT INVESTMENT, GOVERNMENT 
SPENDING AND EXCHANGE RATE ON THE EXPORT 
PERFORMANCE OF VIETNAM: ARDL APPROACH 
Lê Hoàng Phong1, Đặng Thị Bạch Vân2, Phạm Đức Huy3 
Ngày nhận: 24/8/2017 Ngày nhận bản sửa: 15/11/2017 Ngày đăng: 5/2/2018 
Tóm tắt 
Mục đích của nghiên cứu này là nhằm phân tích tác động của một số nhân tố đến xuất khẩu của 
Việt Nam trong giai đoạn 1986 – 2015 như: đầu tư trực tiếp nước ngoài, chi tiêu của Chính phủ 
và tỷ giá. Trên cơ sở mô hình đa biến, bằng cách tiếp cận mô hình phân phối độ trễ tự hồi quy 
(Autoregressive Distributed Lag: ARDL) nhóm tác giả kiểm định mối quan hệ đồng liên kết 
(ĐLK) giữa các biến với kiểm định bound test và tính toán tác động dài hạn của các biến. Bên 
cạnh, mô hình UECM-ARDL được sử dụng để đánh giá các tác động ngắn hạn. Thông qua kết 
quả nghiên cứu, bài viết đề xuất một vài khuyến nghị chính sách xuất khẩu của Việt Nam trong 
thời gian tới. 
Từ khóa: ARDL, FDI, chi tiêu chính phủ, tỷ giá 
Abstract 
This paper investigates the impact of foreign direct investment, government spending and 
exchange rate on the export performance of Vietnam over the period of 1986–2015. Using the 
bound testing approach to cointegration developed within an autoregressive distributed lag 
(ARDL) framework, we investigate whether a long-run equilibrium relationship exists between 
export and the determinants as the basis for calculating the long-term effects. Additionally, using 
unrestricted error correction model based on ARDL approach (UECM-ARDL), we find 
evidences of the short-run impact. From the study findings, the paper also suggests few solutions 
to enhance the export policies of Vietnam. 
Keywords: ARDL, FDI, government spending, exchange 
1 Trường Đại học Luật TP.HCM 
2 Trường Đại học Kinh tế TP.HCM 
3 Trường Đại học Tài chính - Marketing 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
14 
1. Giới thiệu 
Từ khi bắt đầu đổi mới năm 1986, Việt 
Nam đã thực hiện nhiều cải cách theo hướng 
thị trường, hội nhập với kinh tế thế giới và khu 
vực nhằm tạo thêm cơ hội cũng như nâng cao 
khả năng tận dụng các cơ hội cho phát triển 
kinh tế. Đây chính là tiền đề quan trọng để 
Việt Nam thu được những thành tựu quan 
trọng trong tăng trưởng kinh tế và giảm nghèo, 
đưa Việt Nam từ một nước thu nhập thấp sang 
một nước có thu nhập trung bình thấp. Cũng 
trong giai đoạn 1986 – 2011, Việt Nam luôn 
trong tình trạng thâm hụt thương mại do nhu 
cầu lớn đối với nguyên vật liệu, thiết bị máy 
móc hay công nghệ của nước ngoài trong khi 
khả năng và trình độ sản xuất trong nước còn 
thấp kém, điều kiện nguồn vốn trong nước còn 
hạn chế và giá trị xuất khẩu chưa đủ bù đắp 
cho chi tiêu nhập khẩu. Xét về mặt tổng thể, 
Việt Nam đối diện với tình trạng nhập siêu dai 
dẳng, tuy nhiên, nếu xét riêng về giá trị xuất 
khẩu hàng năm, dữ liệu cho thấy có một sự nỗ 
lực đáng kể trong việc đẩy mạnh xuất khẩu 
qua các năm (Hình 1). Tỷ lệ đóng góp xuất 
khẩu/GDP không ngừng tăng qua các năm. 
Đặc biệt, giai đoạn từ 2012 cho đến nay, xuất 
khẩu của Việt Nam đã tăng mạnh mẽ đưa Việt 
Nam vượt qua giai đoạn nhập siêu trở thành 
quốc gia xuất siêu. Dấu hiệu này tạo nên các 
kỳ vọng và những nỗ lực nhằm đẩy mạnh xuất 
khẩu hơn nữa. 
Hình 1: Cán cân thương mại, FDI và chi tiêu Chính phủ của Việt Nam 1986 – 2015 
Nguồn: World bank (WB). 
Trong phạm vi bài viết này, tác giả sử dụng 
mô hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL) 
kiểm định trên dữ liệu của Việt Nam giai đoạn 
1986 – 2015 về tác động của đầu tư trực tiếp 
nước ngoài, chi tiêu của Chính phủ và tỷ giá 
đến xuất khẩu của Việt Nam. 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
15 
2. Khung phân tích 
Hoạt động xuất khẩu của một quốc gia trở 
thành chủ đề quan tâm đối với các nhà nghiên 
cứu lẫn các nhà hoạch định chính sách vì một 
số lý do cơ bản sau: tăng xuất khẩu được kỳ 
vọng cải thiện cán cân thương mại; giải quyết 
việc làm; cải thiện GDP quốc gia; sự năng 
động của các ngành xuất khẩu được kỳ vọng 
tạo động lực cho sáng tạo và đổi mới, trong 
một số tình huống nhất định tập trung đổi mới 
và đẩy mạnh xuất khẩu được xem là giải pháp 
chiến lược để phục hồi kinh tế, (Bournakis 
& Tsoukis, 2016). 
Vì thế, nghiên cứu thực nghiệm về tác động 
của các yếu tố vĩ mô đến hoạt động xuất khẩu 
được nhiều tác giả tiến hành, như: Arize 
(1996), Arize và ctg (2000), F.S.T.Hsiao và 
M.C.W.Hsiao (2006), Sahoo (2006), Mortaza 
và Narayan (2007), Njong (2008), Wong 
(2008), Duasa (2009), Babatunde (2009), 
Chimobi và Uche (2010), Martinez-Martin 
(2010), Adhikary (2012),... 
Về tác động của FDI đến xuất khẩu nhận 
được sự quan tâm tương đối ít trong các 
nghiên cứu trước. Về mặt khái niệm, mối quan 
hệ nhân quả hai chiều tồn tại giữa xuất khẩu và 
FDI: xuất khẩu tạo ra FDI và sau đó FDI có 
thể kích thích xuất khẩu. Trong trường hợp 
FDI tìm kiếm thị trường, xuất khẩu và FDI có 
xu hướng thay thế cho nhau nhưng trong 
trường hợp FDI đầu tư để gia tăng năng suất, 
xuất khẩu và FDI có xu hướng bổ sung 
(Dunning, 1988; Markusen & Venables, 
1998). Các tài liệu nghiên cứu thực nghiệm 
cho thấy, khi xuất khẩu sang một thị trường 
nước ngoài dễ dàng hơn và ít nguy hiểm hơn 
là đầu tư vào một thị trường nước ngoài (tức là 
FDI). Các công ty có xu hướng ban đầu để 
xuất khẩu trong một thị trường nước ngoài và 
thành lập công ty con hoặc công ty hợp danh 
trên thị trường chỉ sau khi có được kinh 
nghiệm và kiến thức cần thiết về môi trường 
kinh tế, chính trị và xã hội của một đất nước 
(Liu, Wang, & Wei, 2001; Vernon, 1999). 
Bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng các 
doanh nghiệp địa phương trong các nền kinh tế 
chủ nhà được hưởng lợi từ những ảnh hưởng 
lan truyền phát sinh từ các công ty con nước 
ngoài theo định hướng xuất khẩu (Aitken, 
Hanson & Harrison, 1997; Anwar và Nguyen, 
2011; Nguyen và Sun, 2012). 
Ở Việt Nam, theo Nguyen, Sun, & Anwar 
(2017), trong khi FDI và xuất khẩu đóng vai 
trò quan trọng đối với tăng trưởng kinh tế Việt 
Nam, mối quan hệ này vẫn không nhận được 
được nhiều sự chú ý trong các nghiên cứu. 
Nhiều nghiên cứu chỉ mang tính chất thống kê 
mô tả. Trong nghiên cứu của mình, Nguyen, 
Sun, & Anwar tìm thấy rằng FDI tác động 
mạnh đến xuất khẩu hơn là nhập khẩu, tuy 
nhiên, tác động này là rất nhỏ (Nguyen, Sun, 
& Anwar, 2017). 
Về tác động của tỷ giá hối đoái đối với xuất 
khẩu: theo lý thuyết về tỷ giá hối đoái trong 
nền kinh tế mở, khi tỷ giá hối đoái thực tăng 
(đồng nội tệ được coi là giảm giá thực tế so 
với đồng tiền nước ngoài) làm cho xuất khẩu 
hàng hóa trong nước tăng, nhập khẩu hàng hóa 
từ nước ngoài giảm và ngược lại (Krugman, 
Obsfeld và Melitz, 2012). Nhiều nghiên cứu 
thực nghiệm đã tiến hành kiểm tra tác động 
của tỷ giá hối đoái đến xuất khẩu hàng hóa 
giữa hai hay nhiều quốc gia với nhau với nhiều 
kết quả khác biệt. Trong khi Haleem và cộng 
sự (2005), Mwinuka và Mlay (2015), Phạm 
Thị Ngân và Nguyễn Thanh Tú (2015), Trần 
Nhuận Kiên và Ngô Thị Mỹ (2015) chỉ ra rằng 
tỷ giá hối đoái tác động dương lên xuất khẩu; 
Nghiên cứu của Amoro và Shen (2013), 
Yusoff và Sabit (2015), Trần Thanh Long và 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
16 
Phạm Thị Quỳnh Hoa (2015) thì cho thấy tỷ 
giá hối đoái tác động âm lên xuất khẩu. 
Các nghiên cứu tác động của tỷ giá đối với 
xuất khẩu cho trường hợp Việt Nam như Phạm 
Thị Ngân và Nguyễn Thanh Tú (2015), Trần 
Nhuận Kiên và Ngô Thị Mỹ (2015), Trần 
Thanh Long và Phạm Thị Quỳnh Hoa (2015) 
chỉ đo lường tác động của tỷ giá và các nhân tố 
có ảnh hướng đến xuất khẩu của Việt Nam 
trong phạm vi một ngành xuất khẩu mà không 
đo lường tổng thể tác động của tỷ giá đối với 
tổng giá trị xuất khẩu. Một số nghiên cứu khác 
chỉ ra vai trò của tỷ giá đối với cán cân thương 
mại Việt Nam (sự chênh lệch giữa tổng giá trị 
xuất khẩu và tổng giá trị nhập khẩu). Nghiên 
cứu của Lê Hoàng Phong và Đặng Thị Bạch 
Vân (2016, 2017) cho thấy tỷ giá có tác động 
tích cực đến cán cân thương mại cả trong ngắn 
hạn và dài hạn. Nghiên cứu của Hạ Thị Thiều 
Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh (2013) cho thấy 
tỷ giá có tác động đối với cán cân thương mại 
theo hiệu ứng tuyến J, tức là tỷ giá có tác động 
làm thâm hụt cán cân thương mại trong ngắn 
hạn nhưng có tác động cải thiện trong dài hạn. 
Ngoài ra, Bournakis và Tsoukis (2016) đã 
tìm thấy vai trò đáng kể của Chính phủ trong 
việc hỗ trợ và đẩy mạnh xuất khẩu của một 
quốc gia. Bên cạnh đó, Morrison (1977) 
nghiên cứu về các yếu tố tác động đến xuất 
khẩu của các quốc gia đang phát triển cũng tìm 
thấy mối quan hệ chặt chẽ với mật độ dân số, 
các quốc gia có mật độ dân số cao có xu 
hướng vươn ra thế giới nhiều hơn (Yanikkaya, 
2003; Adhikary, 2012). 
Nhìn chung, việc có tồn tại mối quan hệ 
giữa các biến số vĩ mô như FDI, tỷ giá, chi tiêu 
Chính phủ và xuất khẩu hay không trong các 
nghiên cứu thực nghiệm trên vẫn chưa đạt sự 
đồng thuận trong kết quả nghiên cứu xuất phát 
từ sự khác biệt trong mẫu nghiên cứu, các biến 
đại diện, các công cụ kinh tế lượng cũng như 
đặc thù công nghệ, cấu trúc riêng của mỗi 
quốc gia. Vì vậy, mối quan hệ giữa chúng vẫn 
là nguồn cảm hứng cho tác giả tiến hành 
nghiên cứu thực nghiệm đối với dữ liệu của 
Việt Nam. 
3. Dữ liệu nghiên cứu 
Dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này 
là dữ liệu hàng năm trong khoảng thời gian 
1986 – 2015. Dữ liệu các biến được thu thập 
từ World bank (WB), gồm biến phụ thuộc là 
xuất khẩu (EXP), các biến giải thích gồm: Đầu 
tư trực tiếp nước ngoài (FDI), mật độ dân số 
(PD), chi tiêu tiêu dùng cuối cùng của Chính 
phủ (GC), tỷ giá (E). Các biến được thể hiện ở 
dạng logarit cơ số tự nhiên. 
Bảng 1: Tóm tắt các biến trong mô hình 
S
TT 
Biến Giải thích biến 
1 
LEX
P 
Logarit tự nhiên của giá trị Xuất khẩu trên GDP 
2 LFDI Logarit tự nhiên của Đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP. 
3 LPD Logarit tự nhiên của mật độ dân số. 
4 LGC 
Logarit tự nhiên của chi tiêu tiêu dùng cuối cùng của Chính phủ 
trên GDP. 
5 LE Logarit tự nhiên của tỷ giá USD/VND (E). 
4. Phương pháp nghiên cứu 
Một yêu cầu khi hồi quy dữ liệu chuỗi thời 
gian là tính dừng của dữ liệu. Khi các biến tích 
hợp ở các mức I (0) và I(1), các phương pháp 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
17 
kiểm định đồng liên kết như phương pháp 
Engle and Granger (1987) dựa vào phần dư 2 
giai đoạn và maximum likelihood của 
Johansen (1988) có thể thiên chệch kết quả về 
sự tương tác giữa các biến trong dài hạn. Liên 
quan tới vấn đề này, phương pháp phân phối 
trễ tự hồi quy (ARDL: Autoregressive 
distributed lag) được đề xuất bởi Pesaran, Shin 
và Smith (1996) cho kết quả ước lượng không 
thiên chệch ngay cả khi các biến tích hợp ở các 
mức I(0) và I(1) trong mô hình (Nieh và 
Wang, 2005). Vì vậy, một điểm thuận lợi của 
ARDL là không cần thiết xem xét mức tích 
hợp của các biến trong mô hình 
(Ahmed, Muzib, và Roy, 2013). 
Cũng theo Pesaran và cộng sự (1996) và 
Hamuda và cộng sự (2013), nếu như chúng ta 
không đảm bảo về thuộc tính về nghiệm đơn vị 
hay tính dừng của hệ thống dữ liệu, các biến 
không cùng mức liên kết I(1) hoặc I(0) thì áp 
dụng thủ tục ARDL là thích hợp nhất cho 
nghiên cứu thực nghiệm. Bên cạnh, theo 
Pesaran và cộng sự (1996), Hamuda và cộng 
sự (2013), phương pháp ARDL còn có nhiều 
ưu điểm hơn so với các phương pháp ĐLK 
khác: 
Thứ nhất, trong trường hợp số lượng mẫu 
nhỏ, mô hình ARDL là cách tiếp cận có ý 
nghĩa thống kê hơn để kiểm định tính ĐLK, 
trong khi đó kỹ thuật ĐLK của Johansen yêu 
cầu số mẫu lớn hơn để đạt được độ tin cậy. 
Thứ hai, trái với các phương pháp thông 
thường để tìm mối quan hệ dài hạn, phương 
pháp ARDL không ước tính hệ phương trình, 
mà nó chỉ ước tính một phương trình duy nhất. 
Thứ ba, các kỹ thuật ĐLK khác yêu cầu các 
biến hồi quy được đưa vào liên kết có độ trễ 
như nhau thì trong cách tiếp cận ARDL, các 
biến hồi quy có thể dung nạp các độ trễ tối ưu 
khác nhau. 
Thứ tư, cách tiếp cận ARDL cung cấp các 
ước lượng dài hạn không thiên lệch nếu một số 
các hồi quy mô hình là nội sinh. 
Dựa trên những thuận lợi của phương pháp 
ARDL, nhóm tác giả tiến hành sử dụng 
phương pháp này cho bài nghiên cứu của 
mình. 
Mô hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL) 
trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian bao 
gồm hai thành phần: (i) Thành phần trễ (DL: 
Distributed Lag) - biến giải thích có thể ảnh 
hưởng đến biến phụ thuộc với độ trễ; (ii) 
Thành phần tự hồi quy (AR: Autoregressive) - 
biến phụ thuộc cũng có thể liên quan đến giá 
trị của thời kỳ trước (độ trễ) của chúng. Mô 
hình phân phối trễ tự hồi quy
 1 2 3 4 5, , , ,ARDL p p p p p cho bài nghiên cứu 
có thể viết dưới dạng sau: 
1 2
3 54
1, 2,
1 0
3, 4, 5,
0 0 0
 .
  
   
 
  
p p
t i t i j t j
i j
p pp
k t k l t l m t m t
k l m
LEXP LEXP LE
LFDI LPD LGC 
(1) 
Ký hiệu 1 2 3 4 5, , , ,p p p p p là các độ trễ tối 
ưu của các biến trong mô hình. Việc lựa 
chọn độ trễ tối ưu cho các biến có thể được 
thực hiện bằng việc dựa vào các tiêu chuẩn 
AIC hay SBC. 
Theo Pesaran và Pesaran (1997), kiểm định 
đường bao (Bound test) là bước đầu tiên của 
thủ tục ARDL, để xác định việc tồn tại hay 
không tồn tại mối quan hệ ĐLK giữa các biến, 
tức là xác định việc có tồn tại mối quan hệ dài 
hạn giữa các biến hay không. 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
18 
5
1 2
1, 2,
1 0
3 4
3, 4, 5,
0 0 0
1 1 2 1 3 1 4 1 5 1
 .
  
  
     
 
  
p p
t i t i j t j
i j
pp p
k t k l t l m t m
k l m
t t t t t t
LEXP LEXP LE
LFDI LPD LGC
LEXP LE LFDI LPD LGC
(2) 
Các giả thuyết kiểm định mối quan hệ ĐLK 
giữa các biến như sau: Giả thuyết H0:
1 2 3 4 5
0     : không tồn 
tại mối quan hệ ĐLK giữa các biến, tức là 
không tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các 
biến. Giả thuyết H1:
1 2 3 4 5
0     : tồn tại mối 
quan hệ ĐLK giữa các biến, tức là tồn tại mối 
quan hệ dài hạn giữa các biến. 
Để kiểm định giả thuyết H0, tác giả so sánh 
giá trị của thống kê F (F-statistic) tính toán với 
giá trị giới hạn của hai đường bao ứng với các 
mức ý nghĩa chuẩn (đường bao dưới ứng với 
I(0), đường bao trên ứng với I(1)): Nếu giá trị 
của thống kê F (F-statistic) lớn hơn giá trị giới 
hạn của đường bao trên ứng với I(1) thì bác bỏ 
giả thuyết H0. Kết luận tồn tại mối quan hệ 
ĐLK giữa các biến. Nếu giá trị của thống kê F 
(F-statistic) nhỏ hơn giá trị giới hạn của đường 
bao dưới ứng với I(0) thì chấp nhận giả thuyết 
H0. Kết luận không tồn tại mối quan hệ ĐLK 
giữa các biến. 
Nếu giá trị của thống kê F (F-statistic) nằm 
giữa hai đường bao thì không rút ra được kết 
luận. Hiệu chỉnh sai số (Error correction term) 
sẽ được dùng xác định ĐLK (Kremers và cộng 
sự, 1992). 
Phương trình cân bằng dài hạn được viết 
dưới dạng sau: 
1 2 3 4 5 . LEXP LE LFDI LPD LGC
 (3) 
Trong đó, các hệ số dài hạn 1 2 3 4 5, , , , 
được xác định như sau: 
2 3 54
1 1 1 1 1
2, 3, 4, 5,
0 0 0 0
1 2 3 4 5
1, 1, 1, 1, 1,
1 1 1 1 1
 ... ) 0,43655** 0,16996 2,5686 0,019 
INPT -12,7470*** 2,84560 -4,4795 0,000 
R-Squared 0,99 DW-statistic 1,680 
R-Bar-Squared 0,98 Schwarz Bayesian Criterion 27,204 
F-statistic 277,883 Pob (F-statistic) 0,000 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
21 
Bảng 5: Các kiểm định chẩn đoán 
Bên cạnh, tác giả kiểm định tính ổn định 
của phần dư của mô hình thông qua kiểm định 
tổng tích lũy của phần dư (CUSUM: 
Cumulative Sum of Recursive Residuals) 
(Hình 2) và tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần 
dư (CUSUMSQ: Cumulative Sum of Square 
of Recursive Residuals) (Hình 3) đều cho thấy 
tổng tích lũy của phần dư và tổng tích lũy hiệu 
chỉnh của phần dư đều nằm trong dải tiêu 
chuẩn ứng với mức ý nghĩa 5% nên có thể kết 
luận phần dư của mô hình có tính ổn định và 
vì thế mô hình là ổn định. 
 Plot of Cumulative Sum of Recursive
Residuals
 The straight lines represent critical bounds at 5% significance level
-5
-10
-15
0
5
10
15
1988 1993 1998 2003 2008 2013 2015 
Hình 2: Tổng tích lũy của phần dư. 
 Plot of Cumulative Sum of Squares
of Recursive Residuals
 The straight lines represent critical bounds at 5% significance level
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
1988 1993 1998 2003 2008 2013 2015 
Hình 3: Tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư. 
Kết quả các kiểm định cho thấy mô hình 
đáng tin cậy và ổn định, đảm bảo để ước lượng 
các hệ số dài hạn và ngắn hạn. 
5.5. Ước lượng các hệ số dài hạn của mô 
hình ARDL: 
Bảng 6 trình bày kết quả ước lượng các hệ 
số dài hạn của mô hình ARDL với độ trễ (1, 1, 
2, 0, 1). Với kết quả tính toán từ mô hình 
ARDL cho thấy: trong dài hạn các biến đều có 
tác động tích cực đến xuất khẩu của Việt Nam 
(LEXP). 
5.6. Ước lượng các hệ số ngắn hạn của 
mô hình ARDL: 
Để phân tích ảnh hưởng của xu hướng thay 
đổi ngắn hạn lên cân bằng trong dài hạn, 
nghiên cứu sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số 
ECM. Bảng 7 trình bày kết quả ước lượng các 
hệ số ngắn hạn từ mô hình ARDL với các độ 
trễ được lựa chọn. 
STT Kiểm định Thống kê Giá trị thống kê Xác suất 
1 Wald 
CHSQ(9) 2500,949 0,000 
F(9, 18) 277,883 0,000 
2 Dạng hàm 
CHSQ( 1) 0,003 0,955 
F(1, 17) 0,002 0,964 
3 Tự tương quan 
CHSQ( 1) 0,534 0,465 
F(1, 17) 0,330 0,573 
4 
Phương sai sai số 
thay đổi 
CHSQ( 1) 0,891 0,345 
F (1, 26) 0,854 0,364 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
22 
Bảng 6: Ước lượng các hệ số dài hạn của mô hình ARDL 
với các độ trễ (1, 1, 2, 0, 1) với biến phụ thuộc LEXP 
Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. 
Kết quả cho thấy trong ngắn hạn, trong điều 
kiện các yếu tố khác không đổi, biến thiên của 
tỷ giá hối đoái và mật độ phân bố dân số có tác 
động dương đến biến thiên của xuất khẩu của 
Việt Nam. Còn biến thiên của đầu tư trực tiếp 
nước ngoài có tác động cùng chiều với biến 
thiên xuất khẩu ở hiện tại, nhưng giá trị biến 
thiên một năm trước đó có tác động trái chiều. 
Trong khi sự tác động của chi tiêu Chính phủ 
không có ý nghĩa về mặt thống kê. 
Bảng 7: Kết quả tính toán tác động ngắn hạn bằng mô hình 
hiệu chỉnh sai số (ECM) dựa trên cách tiếp cận ARDL với biến phụ thuộc ΔLEXP 
Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. 
Với: 
0,669 0,045
 1,916 0,275 13,647 .
ECM LEXP LE LFDI
LPD LGC INPT
(7)
 Phần sai số hiệu chỉnh cung cấp thông tin 
phản hồi hay tốc độ điều chỉnh của các hệ số 
ngắn hạn quy tụ về cân bằng dài hạn trong mô 
hình. Hệ số của phần sai số hiệu chỉnh ECM(-
1) có ý nghĩa thống kê ở mức 1% đã đảm bảo 
rằng nghiên cứu có tồn tại mối quan hệ đồng 
tích hợp như đã tìm ra ở phần kiểm định 
đường bao theo Pesaran (1997). Phần sai số 
hiệu chỉnh nằm trong khoảng [-1 < -0,934 < 
0]. Điều này cho thấy mức độ điều chỉnh tới 
93% sự sai lệch giữa giá trị ngắn hạn để đạt 
cân bằng dài hạn. Mô hình ECM giải thích 
được 96% sự biến động của chỉ số xuất khẩu 
của Việt Nam trong ngắn hạn. 
6. Kết luận 
Kết quả thực nghiệm cho thấy trong dài 
hạn, sự biến động của xuất khẩu của Việt Nam 
được giải thích bởi sự biến động của các biến: 
tỷ giá, đầu tư trực tiếp nước ngoài, mật độ dân 
số và chi tiêu tiêu dùng cuối cùng của Chính 
phủ. Chúng đều có tác động một cách tích cực 
và có ý nghĩa thống kê đến xuất khẩu (LEXP) 
của Việt Nam. 
Với thị trường nội địa tương đối nhỏ, Việt 
Nam theo đuổi các chính sách kinh tế mở cửa 
và khuyến khích với hoạt động FDI, đã thu hút 
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất 
LE 0,669*** 0,136 4,929 0,000 
LFDI 0,045** 0,076 2,676 0,015 
LPD 1,915*** 0,365 5,248 0,000 
LGC 0,275* 0,152 1,810 0,087 
INPT -13,647*** 1,332 -10,241 0,000 
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Xác suất 
ΔLE 0,975*** 0,184 5,307 0,000 
ΔLFDI 0,194*** 0,053 3,668 0,001 
ΔLFDI (-1) -0,089*** 0,030 -2,951 0,008 
ΔLPD 1,789*** 0,611 2,929 0,008 
ΔLGC -0,179 0,159 -1,130 0,271 
INPT -12,747*** 2,846 -4,480 0,000 
ECM(-1) -0,934*** 0,171 -5,456 0,000 
R-Squared 0,97 DW-statistic 1,731 
R-Bar-Squared 0,96 Schwarz Bayesian Criterion 27,204 
F-statistic 146,723 Pob (F-statistic) 0,000 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
23 
được nhiều FDI định hướng xuất khẩu quan 
trọng. Trong điều kiện các yếu tố khác không 
đổi, mặc dù trong ngắn hạn tác động của đầu 
tư trực tiếp nước ngoài đối với xuất khẩu 
không rõ ràng nhưng trong dài hạn lại có tác 
động tích cực, khi cứ 1% tăng lên của đầu tư 
trực tiếp nước ngoài trên GDP làm cho EXP 
tăng 0,045% với mức ý nghĩa 5%. Tuy nhiên, 
tác động này là rất thấp. Kết quả này phù hợp 
với nghiên cứu của Nguyen, Sun, & Anwar 
(2017). 
Theo báo cáo của Viện Nghiên cứu Chính 
sách và Kinh tế (VEPR), sở dĩ FDI tăng là do 
Việt Nam là nước có lợi thế xuất khẩu khi giá 
nhân công rẻ, chi phí đầu vào trung bình rẻ 
hơn so với nhiều nước khác, nguyên liệu nhiều 
ngành như nông sản, thủy sản có tại chỗ, 
(Quốc Hùng và Hồng Phúc, 2015). Vì thế, để 
tận dụng cơ hội với nguồn vốn FDI, khi đưa ra 
các ưu đãi đầu tư, Việt Nam cần phải có chọn 
lọc đối với ngành, lĩnh vực nhất định phù hợp 
với chính sách xuất khẩu, nhằm đạt mục tiêu 
và định hướng phát triển theo từng giai đoạn. 
Trong mô hình, biến tỷ giá có tác động tích 
cực đến EXP, cứ 1% tăng lên của tỷ giá thì 
EXP tăng 0,669% với mức ý nghĩa 1%. Để cải 
thiện xuất khẩu, đối với cơ chế điều hành tỷ 
giá hiện thời, Chính phủ cần có những biện 
pháp nhằm giảm thiểu những rủi ro, đặc biệt là 
tăng cường tính linh hoạt của tỷ giá trong giới 
hạn ổn định cho phép, theo hướng ổn định vĩ 
mô. Để ổn định tỷ giá, một điểm tựa vững 
chắc để ổn định kinh tế vĩ mô, Chính phủ cũng 
cần kiểm soát chặt chẽ cung tiền. Điều hành 
chính sách tiền tệ chủ động, linh hoạt và thận 
trọng nhằm ổn định thị trường tiền tệ, bảo đảm 
khả năng thanh khoản của hệ thống ngân hàng 
và đáp ứng nhu cầu vốn phục vụ sản xuất, kinh 
doanh, trong đó ưu tiên lĩnh vực xuất khẩu. 
Trong dài hạn, khi các điều kiện vĩ mô đã 
chín muồi, thị trường tài chính trong nước 
được cải thiện cùng với các cơ chế giám sát 
hữu hiệu, mở cửa tài chính là bắt buộc và tất 
yếu theo lộ trình cam kết mở cửa tài khoản 
vốn, thì cơ chế thả nổi tỷ giá có quản lý là một 
lựa chọn hợp lý. 
Mặc khác, kết quả thực nghiệm minh chứng 
tác động của chi tiêu tiêu dùng Chính phủ đối 
với xuất khẩu của Việt Nam trong ngắn hạn 
không có ý nghĩa thống kê nhưng có tác động 
thúc đẩy xuất khẩu trong dài hạn, khi mà cứ 
1% tăng lên của chi tiêu tiêu dùng Chính phủ 
thì EXP tăng 0,275% với mức ý nghĩa 10%. 
Điều này hàm ý: Chính phủ cần điều tiết chi 
tiêu tiêu dùng, quan tâm để đạt được cân bằng 
cán cân ngân sách trung và dài hạn, đồng thời 
để tạo cú hích cho xuất khẩu hướng đến mục 
tiêu tăng trưởng bền vững. 
Tài liệu tham khảo 
Adhikary, B. K. (2012). Impact of foreign direct investment, trade openness, domestic 
demand, and exchange Rate on the export performance of Bangladesh: A VEC 
Approach. Economics Research International, 2012. 
Ahmed, M.U., Muzib, M. and Roy, A. (2013). Price-Wage Spiral in Bangladesh:Evidence 
from ARDL Bound Testing Approach. International Journal of Applied Economics, 10(2), pp. 
77-103. 
Amoro, G., Shen. Y. (2013). The Determinants of Agricultural Export: Cocoa and Rubber in 
Cote d’Ivoire. International Journal of Economics and Finance. 5(1), pp. 77-103. 
Anwar, S., & Nguyen, L. P. (2011). Foreign direct investment and export spillovers: Evidence 
from Vietnam. International Business Review, 20(2), pp. 177-193. 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
24 
Aitken, B., Hanson, G. H., & Harrison, A. E. (1997). Spillovers, foreign investment, and 
export behavior. Journal of International Economics, 43(1), pp. 103-132. 
Arize, A. C. (1996). The effects of exchange-rate volatility on U.S.exports: an empirical 
investigation. Southern Economic Jour-nal, vol. 62, no. 1, pp. 34–43. 
Arize, A. C., Osang, T., & Slottje, D. J. (2000). Exchange-rate volatil- ity and foreign trade: 
evidence from thirteen LDC’s. Journal of Business and Economic Statistics, vol. 18, no. 1, pp. 
10–17. 
Babatunde, M. A. (2009). Can trade liberalization stimulate export performance in Sub-
Saharan Africa?. Journal of International and Global Economic Studies, vol. 2, no. 1, pp. 68–92. 
Bournakis, I., and Tsoukis, C. (2016). Government size, institutions, and export performance 
among OECD economies. Economic Modelling, 53, 37-47. 
Chimobi, O. P. and Uche, U. C. (2010). Export, domestic demand and economic growth in 
Nigeria: granger causality analysis. European Journal of Social Sciences, vol. 13, no. 2, pp. 211–
218. 
Dickey, D. and Fuller, W. (1979). Distribution of the Estimators for Autoregressive Time 
Series with a Unit Root. Journal of the American Statistical Association (74), pp. 427-431. 
Duasa, J. (2009). Asymmetric cointegration relationship between real exchange rate and trade 
variables: the case ofMalaysia. MPRA Paper 1453. 
Dunning, J. H. (1988). The eclectic paradigm of international production: A restatement and 
some possible extensions. Journal of International Business Studies, 19(1), pp. 1-31. 
Engle, R. F., and C. W. J. Granger. (1987). Co-Integration and Error Correction: 
Representation, Estimation, and Testing. Econometrica, 55, pp. 251-276. 
Haleem, U. et al. (2005). Estimation of Export Supply Function for Citrus Fruit in Pakistan. 
The Pakistan Development Review, 44 (4), pp. 659–672. 
Hamuda, A. M., Suliková, V., Gazda, V. & Horváth, D. (2013). ARDL investment model of 
Tunisia. Theoretical and Applied Economics. (20:2), pp. 57-68. 
Hà Thị Thiều Dao và Phạm Thị Tuyết Trinh. (2013). Mối quan hệ tỷ giá hối đoái và cán cân 
thanh toán. Tạp chí Khoa học đào tạo ngân hàng, số 103, trang 17-24. 
Hsiao, F. S. T. and Hsiao, M. C. W. (2006). FDI, exports, and GDP in East and Southeast 
Asia-Panel data versus time-series causality analyses. Journal of Asian Economics, vol. 17, no. 
6, pp. 1082–1106. 
Johansen, S. (1988). Statistical Analysis of Cointegration Vectors. Journal of Economic 
Dynamic and Control, 12, pp. 231-254. 
Krugman, P. R., Obsfeld, M., Melitz, M. (2012). International economic. 9th ed, Addison 
Wesley Pearson. 
Le Hoang Phong and Dang Thi Bach Van. (2017). The impact of macroeconomic factors on 
trade balance in Vietnam. Banking Technology Review. No.1, September, 2017 
Lê Hoàng Phong và Đặng Thị Bạch Vân. (2016). Tác động của các nhân tố kinh tế vĩ mô đối 
với cán cân thương mại tại Việt Nam. Tạp chí Công nghệ Ngân hàng, số 123, trang 25-35. 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
25 
Liu, X., Wang, C., & Wei, Y. (2001). Causal links between foreign direct investment and 
trade in China. China Economic Review, 12(2), pp. 190-202. 
Markusen, J. R., & Venables, A. J. (1998). Multinational firms and the new trade theory. 
Journal of International Economics, 46(2), pp. 183-203. 
Martinez-Martin, J. (2010). On the dynamics of exports and FDI: the Spanish 
internationalization process. Working Paper 2010/10, Research Institute of Applied Economics, 
Barcelona, Spain. 
Mwinuka, L., and Mlay, F. (2015). Determinants and Performance of Sugar Export in 
Tanzania. Journal of Finance and Economics, 3(1), pp. 6-14. 
Mortaza, M. G. and Narayan, C. D. (2007). Foreign direct investment, trade liberalization and 
economic growth: empirical evidence from South Asia and implications for Bangladesh. 
Working Paper Series 0712, Policy Analysis Unit, Bangladesh Bank, Dhaka, Bangladesh. 
Morrison, T. K. (1977). The Effects of Population Size and Population Density on the 
Manufactured Exports of Developing Countries. Southern Economic Journal, pp. 1368-1371. 
Nieh, C. C., Wang, Y. S. (2005). ARDL Approach to the Exchange Rate Overshooting in 
Taiwan. Review of Quantitative Finance and Accounting, 25, pp. 55–71. 
Njong, A. M. (2008). Investigating the effects of foreign direct investment on export growth 
in Cameroon. In Proceedings of the UNECA Ad-hoc Expert Group Meeting Paper, Addis 
Ababa, Ethiopia. 
Nguyen, D. T. H., & Sun, S. (2012). FDI and Domestic Firms’ Export Behaviour: Evidence 
from Vietnam. Economic Papers: A journal of applied economics and policy, 31(3), pp. 380-390. 
Nguyen, D. T. H., Sun, S., & Anwar, S. (2017). A long-run and short-run analysis of the 
macroeconomic interrelationships in Vietnam. Economic Analysis and Policy, Vol. 54, pp. 15-
25. 
Pesaran, M. H., Shin, Y. and Smith, R. J. (1996). Bounds Testing Approaches to the Analysis 
of Level Relationships. DEA Working Paper 9622, Department of Applied Economics, 
University of Cambridge. 
Pesaran, M.H. and Pesaran B. (1997). Working with Microfit 4.0 - Interactive Econometric 
Analysis. Oxford University Press, pp. 478. 
Phạm Thị Ngân và Nguyễn Thanh Tú. (2015). Các yếu tố ảnh hưởng đến xuất khẩu thủy sản 
của VN sang thị trường Âu Mỹ. Tạp chí Khoa học thương mại, Số 80, trang 10 – 19. 
Quốc Hùng – Hồng Phúc. (2015). Liệu có làn sóng lớn đầu tư nước ngoài vào Việt Nam hậu 
TPP, truy cập từ 
vao-Viet-Nam-hau-TPP.html 
Sahoo, P. (2006). Foreign direct investment in South Asia: policy, trends, impact and 
determinants. ADB Institute Discussion Paper 56, 2006. 
Trần Nhuận Kiên và Ngô Thị Mỹ. (2015). Các yếu tố ảnh hưởng đến kim ngạch xuất khẩu 
nông sản VN: Phân tích bằng mô hình trọng lực. Chuyên đề Kinh tế & Chính trị thế giới, Số 3, 
trang 47 – 52. 
Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 43, 02/2018 
26 
Trần Thanh Long và Phan Thị Quỳnh Hoa. (2015). Phân tích các yếu tố tác động đến xuất 
khẩu thủy sản của VN. Tạp chí Kinh tế và Dự báo, Số 13, trang 32– 34. 
Vernon, R. (1999). International investment and international trade in the product cycle. The 
Internationalization of the Firm: A Reader, pp. 14-26. 
Wong, H.-T. (2008). Exports and domestic demand: some empirical evidence in ASEAN 5. 
Labuan Bulletin of International Business and Finance, vol. 6, pp. 39–55. 
Yanikkaya, H. (2003). Trade openness and economic growth: a cross-country empirical 
investigation. Journal of Development economics, 72(1), 57-89. 
Yusoff, M. B., and Sabit, A. H. (2015). The Effects of Exchange Rate Volatility on ASEAN-
China Bilateral Exports. Journal of Economics, Business and Management, 3(5), pp. 479-482.