Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia 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 sửa: 22/03/2021 Ngày duyệt đăng: 23/03/2021 Tóm tắt: Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai (CCVL), hay gọi tài khoản vãng lai, trở thành vấn đề quan trọng thu hút quan tâm nhà nghiên cứu năm gần Về lý thuyết, CCVL thặng dư, tiết kiệm lớn đầu tư trùng với giai đoạn kinh tế suy giảm Tuy nhiên, Việt Nam giai đoạn 2011- 2017 cho thấy tượng trái ngược Cụ thể, theo Báo cáo đánh giá kinh tế vĩ mô Việt Nam năm 2018 Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF), IMF nhấn mạnh nghịch lí mối quan hệ CCVL tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai đoạn 2011- 2017 Theo đó, CCVL liên tục thặng dư kinh tế Việt Nam lại tăng trưởng mạnh Điều mâu thuẫn 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 20112017, 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 Số 226- Tháng 2021 26 © Học viện Ngân hàng ISSN 1859 - 011X NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HỒNG ANH việc phân tích thực trạng, kết hợp với nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ CCVL tăng trưởng kinh tế Việt Nam mơ hình VECM, nhóm nghiên cứu tìm thấy chứng cho thấy CCVL có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế ngắn hạn dài hạn Đồng thời, tác động tích cực lý giải thơng qua vai trò Vốn đầu tư trực tiếp nước (FDI) mối quan hệ hai biến số vĩ mơ Từ khóa: Tăng trưởng kinh tế, Cán cân vãng lai, VECM Giới thiệu nghiên cứu Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế CCVL trở thành vấn đề quan trọng thu hút quan tâm nhà nghiên cứu năm gần Trong CCVL bao gồm ba khoản mục là: cán cân thương mại hàng hóa dịch vụ, thu nhập ròng chuyển nhượng đơn phương ròng Các nhà nghiên cứu nhấn mạnh CCVL dương nghĩa nghĩa quốc gia chi tiêu so với thu nhập mình; CCVL âm có nghĩa chi tiêu nước cao thu nhập (Hepaktan Çinar, 2012) Về lý thuyết, CCVL thặng dư, tiết kiệm lớn đầu tư trùng với giai đoạn kinh tế suy giảm Tuy nhiên, Việt Nam giai đoạn 2011- 2017 cho thấy tượng trái ngược (IMF, 2018) Điều mâu thuẫn mặt lý thuyết Trong kinh mở, mối quan hệ tiết kiệm, đầu tư CCVL biểu thông qua công thức: S – I = CA (CA-Current Account- tài khoản vãng lai) Khi CCVL thặng dư, tương ứng với tiết kiệm lớn đầu tư thường trùng với suy giảm kinh tế Như vậy, chất kinh tế Việt Nam có khác biệt với khung lý thuyết không giai đoạn 2011- 2017, mà khác biệt kéo dài cuối năm 2019 Bằng việc phân tích thực trạng, kết hợp với chứng thực nghiệm thu từ mơ hình VECM, nghiên cứu đưa lý giải cho tượng diễn mối quan hệ CCVL tăng trưởng kinh tế Việt Nam thời gian qua Cơ sở lý thuyết 2.1 Các khái niệm liên quan CCVL hay gọi tài khoản vãng lai cán cân toán quốc gia ghi chép giao dịch hàng hóa dịch vụ người cư trú nước (người cư trú) với người cư trú nước (người khụng c trỳ) (Akỗay v Erata, 2012) Nhng giao dch dẫn tới toán người cư trú nước cho người cư trú nước ghi vào bên “nợ” Còn giao dịch dẫn tới tốn người cư trú ngồi nước cho người cư trú nước ghi vào bên “có” tài khoản CCVL phản ánh giao dịch tiền tài sản người không cư trú mà không phát sinh nghĩa vụ nợ tương lai Giao dịch vãng lai bao gồm hoạt động xuất nhập hàng hóa, dịch vụ, thu nhập, chuyển tiền chiều (Hepaktan Çinar, 2012) Theo Samuelson Nordhaus (1985), tăng trưởng kinh tế mở rộng tổng sản phẩm quốc nội (GDP) hay sản lượng tiềm nước Nói cách khác, tăng trưởng kinh tế diễn đường giới hạn khả sản xuất nước (PPF) dịch chuyển phía ngồi Như vậy, tăng trưởng kinh tế xem tăng lên Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 27 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển số lượng GDP tổng sản phẩm quốc dân (GNP) thời gian nhất định Tăng trưởng kinh tế biểu thị số tuyệt đối (quy mô tăng trưởng) số tương đối (tỷ lệ tăng trưởng) Quy mô tăng trưởng phản ánh gia tăng nhiều hay ít, cịn tốc độ tăng trưởng sử dụng với ý nghĩa so sánh tương đối phản ánh gia tăng nhanh hay chậm thời kỳ 2.2 Mối quan hệ cán cân vãng lai tăng trưởng kinh tế Thâm hụt tài khoản vãng lai bắt đầu coi số quan trọng giai đoạn sau năm 1990, đặc biệt việc đánh giá kinh tế nước ang phỏt trin (Akỗay v Erata, 2012) Vi vic t hóa thị trường tài chính, vấn đề tính bền vững thâm hụt tài khoản vãng lai kinh tế phát triển, vốn gia tăng thâm hụt tài khoản vãng lai, lần trở nên bật Nhìn chung thâm hụt tài khoản vãng lai bắt đầu cho tín hiệu nguy hiểm vượt 5% GDP Tuy nhiên, tốc độ tăng nhanh, tỷ lệ xuất so với GDP, cán cân đầu tư- tiết kiệm, cấu tài chính, khối lượng cấu chu chuyển vốn định tính bn vng ca thõm ht CCVL (Akỗay v Erata, 2012) Ngoài ra, thâm hụt tài khoản vãng lai đáp ứng việc vay nợ ngắn hạn dự trữ bên ngồi, chi tiêu tiêu dùng, quy mơ mối nguy hiểm tăng thêm Tăng thâm hụt tài khoản vãng lai xem nguyên nhân gây khủng hoảng nhiều nước phát triển kể từ năm 1990 (Akỗay v Erata, 2012) Hepaktan v ầinar (2012) cho thấy rằng, biến số kinh tế vĩ mô ảnh hưởng chịu tác động tăng trưởng 28 kinh tế quốc gia khác nhau, mối quan hệ tăng trưởng kinh tế CCVL trở thành vấn đề quan trọng, thu hút quan tâm nhà nghiên cứu năm gần Trong CCVL bao gồm ba khoản mục là: cán cân thương mại hàng hóa dịch vụ, thu nhập ròng chuyển nhượng đơn phương ròng Các nhà nghiên cứu nhấn mạnh CCVL dương nghĩa quốc gia chi tiêu so với thu nhập mình; CCVL âm có nghĩa chi tiêu nước cao thu nhập CCVL phản ánh đầy đủ giao dịch người cư trú người không cư trú CCVL không phản ánh thu chi lĩnh vực xuất nhập mà phản ánh chênh lệch thu chi loại cán cân khác dịch vụ, chênh lệch khoản thu chi hoạt động đầu tư CCVL đóng vai trị quan trọng hệ thống tài khoản quốc gia Tình trạng thặng dư, hay thâm hụt ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế đất nước Telatar Tezi (2009) thực nghiên cứu cho Thổ Nhĩ Kỳ giai đoạn 19912005, tác giả kết hợp mơ hình VAR thử nghiệm quan hệ nhân để cuối biết mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cân CCVL mối quan hệ nhân chiều De Melo cộng (2011) thực nghiên cứu với liệu 100 quốc gia, giai đoạn 1971- 2007 thông qua mô hình Probit với tăng trưởng kinh tế biến phụ thuộc Nghiên cứu cho thấy thâm hụt tài khoản vãng lai có ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế làm cho kinh tế tăng trưởng âm Cùng năm, Yilmaz cộng (2011) lấy liệu Thổ Nhĩ Kỳ giai đoạn 1980-2010 Các tác giả tiến hành thử nghiệm quan hệ nhân thấy khơng có mối quan hệ nhân trực tiếp Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH thâm hụt CCVL tăng trưởng kinh tế quốc gia Mặt khác, nghiên cứu nhiều tác giả Hobza Zeugner (2014), Cecen Xiao (2014) liên hệ dòng vốn với thâm hụt CCVL quốc gia thông qua kênh tỷ giá hối đối, họ cho dịng vốn chảy vào ngày tăng khiến đồng nội tệ tăng giá, từ làm cho hoạt động nhập tăng lên làm giảm xuất hàng hóa, dịch vụ; làm xấu số dư CCVLcủa kinh tế Từ thu nhập quốc dân thấy CCVL khoản chênh lệch tiết kiệm đầu tư Vì vậy, việc tăng đầu tư, giảm tiết kiệm làm giảm thặng dư CCVL Do đó, gia tăng dịng vốn FDI tạo nhiều đầu tư vào kinh tế nước làm xấu cán cân vãng lai Tuy nhiên, kết cuối lại thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Gn õy nht, Yalỗnkaya v Sửnmez (2017) ó xỏc nh mối quan hệ nhân thâm hụt tài khoản vãng lai tăng trưởng kinh tế nước EAGLEs (Brazil, Trung Quốc, Ấn Độ, Indonesia, Mexico, Nga Thổ Nhĩ Kỳ) Trong bối cảnh này, mô hình thực nghiệm phát triển phạm vi phân tích liệu bảng sử dụng liệu hàng năm giai đoạn 1994-2014 Đầu tiên, tác giả sử dụng kiểm định delta phát tính không đồng biến Sau tồn mối quan hệ đồng liên kết chuỗi chứng minh cách sử dụng thử nghiệm đồng liên kết Durbin H, thử nghiệm nhân bảng Dumitrescu-Hurlin áp dụng Theo kết thực nghiệm, tác giả kết luận dài hạn có mối quan hệ nhân từ tăng trưởng đến thâm hụt tài khoản vãng lai nước EAGLEs Ngày nay, thâm hụt tài khoản vãng lai quan trọng nhiều quốc gia kết tồn cầu hóa tài Từ cuối năm 90 đến khủng hoảng tài tồn cầu gần nhất, nhiều quốc gia có biểu thâm hụt tài khoản vãng lai ngày tăng Tuy nhiên, thâm hụt lại góp phần vào tăng trưởng kinh t (Yilmaz v cng s, 2011; Yalỗnkaya v Sửnmez, 2017) Trong trường hợp nước thị trường nổi, thâm hụt tài khoản vãng lai tài trợ nguồn lực đầu nợ ngày tăng Thâm hụt tài khoản vãng lai cho phép quốc gia tiêu dùng nhiều mức sản xuất đầu tư nhiều mức tiết kiệm Tăng trưởng kinh tế đạt tăng lên thơng qua chuyển dịch vốn nước Khái niệm thâm hụt vãng lai vơ hại hữu ích, đặc biệt việc tài trợ cho thâm hụt bền vững Thực trạng tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam Giai đoạn từ 2005 đến 2017 cho thấy CCVL Việt Nam chuyển dịch từ thâm hụt lớn thời gian dài sang thặng dư cao ổn định Cụ thể, theo IMF(2018), giai đoạn 2005- 2010, CCVL thâm hụt thường xuyên, chí thâm hụt cao, vượt xa ngưỡng cảnh báo (mức thâm hụt CCVL/GDP từ năm 20072009 10%, 11,1% 6,6%) Tuy nhiên, giai đoạn từ 2011 trở sau, CCVL chuyển từ thặng dư nhẹ vào năm 2011 (233 triệu USD) sang thặng dư cao ổn định (mức thặng dư từ 2,5%- 6% GDP) (IMF, 2018) Trong vào năm 2015, có số yếu tố bất lợi từ bên Trung Quốc phá giá đồng nhân dân tệ… nên CCVL thặng dư nhẹ mức 906 triệu USD Bên cạnh đó, cán cân thương mại (CCTM) thặng dư giúp CCVL thặng dư ngược lại CCTM cải thiện dần từ mức Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 29 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển Đơn vị: triệu USD Hình Cán cân toán giai đoạn 2007-2017 Nguồn: IMF(2018) nhập siêu đỉnh điểm giai đoạn 2007- 2008 (lần lượt 14,2 18 tỷ USD, tương đương 29% kim ngạch xuất khẩu) chuyển sang xuất siêu từ năm 2012 Riêng năm 2015, nhập siêu trở lại mức 3,5 tỷ USD số yếu tố bất lợi đề cập (IMF, 2018) Thêm vào đó, khu vực FDI liên tục xuất siêu giai đoạn 2012- 2017, từ 4,1 tỷ USD lên 25,8 tỷ USD giúp cải thiện CCVL (IMF, 2018) Sau gia nhập WTO, lượng vốn FDI lớn đổ vào Việt Nam, đặc biệt lĩnh vực sản xuất, chế biến, chế tạo Nhờ đó, xuất khu vực FDI tăng mạnh đưa CCTM khu vực chuyển sang xuất siêu với quy mô ngày lớn Chuyển tiền chiều khu vực tư nhân (kiều hối) nguồn bù đắp đáng kể tương đối ổn định cho CCVL Kiều hối Đơn vị: triệu USD Hình Chuyển giao vãng lai giai đoạn 2007-2017 Nguồn: IMF(2018) 30 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH Hình Chêch lệch tiết kiệm – đầu tư so với GDP Nguồn: ADB (2018) bắt đầu tăng mạnh từ năm 2007 hội đầu tư nước mở cho người Việt Nam định cư nước ngồi Mặc dù có thời điểm chịu tác động không thuận lợi khủng hoảng kinh tế làm giảm thu nhập người lao động Việt Nam nước ngồi, tính bình qn giai đoạn 2007- 2017, chuyển tiền kiều hối đạt mức 8,3 tỷ USD/năm (Nguyễn Đức Trung cộng sự, 2018) Trên thực tế, CCVL Việt Nam giai đoạn 2015- 2017 tiếp tục trì đà thặng Hình Tỷ trọng thương mại khu vực FDI khu vực nước dư tăng trưởng liên tục hồi phục lên mức (quý IV/2017, GDP tăng 7,65%) (Nguyễn Đức Trung cộng sự, 2018) Như vậy, tổng tiết kiệm lớn tổng đầu tư toàn kinh tế Việt Nam suốt năm liên tục Tuy nhiên, điều bất thường xem xét thay đổi cấu trúc kinh tế Việt Nam thời gian qua Sự tham gia mạnh mẽ sâu sắc khu vực FDI tác nhân làm thay đổi sản xuất nước cấu xuất Hình Cán cân thương mại khu vực FDI khu vực nước Nguồn: Tổng cục Thống kê (2018) Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 31 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển Hình Cân đối tài khoản vãng lai (tỷ USD) Hình Cán cân thương mại hàng hóa (tỷ USD) Nguồn: Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Nguồn: Tổng cục Thống kê nhập Việt Nam, làm thay đổi cấu trúc thương mại Việt Nam từ tác động mạnh tới CCVL Cơ cấu thương mại dịch chuyển theo hướng tăng tỷ trọng khu vực FDI giảm tỷ trọng khu vực nước Cụ thể là, tỷ trọng tổng kim ngạch xuất nhập khu vực FDI tổng kim ngạch xuất nhập nước tăng từ 36% năm 2005 lên 66% năm 2017, tỷ trọng khu vực nước giảm từ 64% xuống 34% giai đoạn (Tổng cục Thống kê, 2018) Từ phân tích thấy thặng dư CCTM thời gian qua thực chất nhờ mức xuất siêu cao khu vực FDI bù đắp cho nhập siêu khu vực nước suốt từ 2011 trở lại Kết xuất khu vực tăng mạnh tạo thặng dư CCTM cho toàn kinh tế khu vực nước tiếp tục thâm hụt Tỷ lệ nội địa hóa khu vực FDI ngày tăng góp phần làm giảm đáng kể tỷ lệ hàng hóa nhập phục vụ xuất Điển hình tỷ lệ nội địa hóa Samsung tăng từ 35% năm 2014 lên 51% năm 2016 (Tổng cục Thống kê, 2018) Việc chủ động sản xuất thị trường Việt Nam giúp doanh nghiệp FDI hạn chế phải nhập khẩu, từ gia tăng biên lợi nhuận tái đầu tư 32 Tóm lại, việc CCVL Việt Nam liên tục thặng dư từ năm 2011 điều bất thường mà xuất phát từ chu kỳ kinh tế (kinh tế tăng trưởng thấp giai đoạn 2011- 2014) đóng góp mạnh mẽ khu vực FDI vào thặng dư CCTM (giai đoạn 2015- 2017) Sang giai đoạn 2018- 2020, phải đối mặt với nhiều khó khăn kể trên, Việt Nam ghi nhận kết khả quan thương mại, củng cố thêm vững từ khu vực kinh tế đối ngoại Vào đầu giai đoạn 2018- 2020, khu vực kinh tế đối ngoại dự báo bị ảnh hưởng nặng nề suy thối tồn cầu, chiến tranh thương mại Mỹ- Trung, cải tổ lại chuỗi giá trị toàn cầu vốn tập trung Trung Quốc, bao gồm với sản phẩm thuốc dược phẩm yếu (Tổng cục Thống kê, 2020) Những dự báo sụt giảm khu vực kinh tế đối ngoại Việt Nam hồn tồn có sở Bởi Việt Nam kinh tế mở giới, với tỷ lệ thương mại hàng hóa GDP lên đến gần 200%, mối quan hệ thương mại tài song phương có từ lâu với Trung Quốc (Ngân hàng Thế giới, 2020) Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HỒNG ANH Tuy nhiên, điều khơng ngờ Việt Nam đạt thặng dư tài khoản vãng lai năm 2020 Việt Nam ghi nhận kỷ lục thặng dư thương mại hàng hóa năm 2020 tích lũy gần 100 tỷ USD dự trữ ngoại hối (Ngân hàng Thế giới, 2020) Tài khoản vãng lai đạt thặng dư ngành Du lịch bị ảnh hưởng nặng nề hạn chế nhập cảnh với du khách nước ngồi, đóng cửa biên giới quốc gia kiều hối người Việt Nam nước dự kiến giảm khoảng 7,8% năm 2020 so với năm trước (Ngân hàng Thế giới, 2020) Có lẽ kết ấn tượng xuất 10 tháng đầu năm 2020 tăng trưởng khoảng 4,8% so với kỳ năm 2019 (Ngân hàng Thế giới, 2020) Mặc dù kết thấp so với kết mà Việt Nam ghi nhận năm gần đây, lại đạt bối cảnh dòng lưu chuyển thương mại toàn cầu dự kiến giảm khoảng 10%, theo ước tính Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) Bằng chứng thực nghiệm mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam Để tìm kiếm chứng thực nghiệm cho mối quan hệ tăng trưởng kinh tế CCVL Việt Nam, nhóm nghiên cứu xây dựng mơ hình mối quan hệ hai biến số sở lược khảo nghiên cứu liên quan ca Hobza v Zeugner (2014), Cecen v Xiao (2014), Yalỗnkaya Sönmez (2017), sau: ∆xt = πxt-1 + τ1∆xt-1 + τ2∆xt-2 + + + τk-1∆xt-(k-1) + ut Trong vector biến mơ hình, ma trận vuông cấp nxn, ma trận vuông cấp nxn, ut vectơ sai số, k độ trễ mơ hình Các biến mơ hình trình bày Bảng Nhóm nghiên cứu thực ước lượng mơ hình phương pháp VECM với Bảng Tóm tắt biến mơ hình Tên biến STT Mơ tả biến Cơng thức Nguồn tham khảo Biến CAt Tỷ lệ CCVL GDP quốc gia vo nm t Yalỗnkaya v Sửnmez (2017), Hobza v Zeugner (2014), Cecen Xiao (2014) FDIt Tỷ lệ vốn đầu tư trực tiếp nước GDP quốc gia vào năm t Hobza Zeugner (2014), Cecen Xiao (2014) GDPPCt Tốc độ tăng trưởng GDP bình quõn õu ngi ca quc gia vo nm t Yalỗnkaya Sönmez (2017), Hobza Zeugner (2014), Cecen Xiao (2014) Biến kiểm soát REERt Kt Tỷ giá hối đoái hiệu lực quốc gia vào năm t Logarit tự nhiên trữ lượng vốn quốc gia vào năm t Lt Tỷ lệ việc làm quc gia vo nm t Yalỗnkaya v Sửnmez (2017) Lói suất tiền gửi quốc gia vào năm t Hobza Zeugner (2014), Cecen Xiao (2014) Nguồn: Tổng hợp nhóm tác giả rt Hobza Zeugner (2014), Cecen v Xiao (2014) lnKt Yalỗnkaya v Sửnmez (2017) S 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 33 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển Bảng Kết kiểm định quan hệ đồng tích hợp Giả thiết H0 Eigenvalue Thống kê Trace Giá trị tới hạn 5% P-value None *  0,607779  33,31457  29,79707  0,0189 At most  0,391229  12,72412  15,49471  0,1253 At most  0,078780  1,805229  3,841466  0,1791 Nguồn: Tổng hợp tính tốn nhóm nghiên cứu Bảng Kết ước lượng mơ 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]  0,304014 -0,396625  0,483446  (0,16301)  (0,38662)  (1,10626) [ 1,86499] [-1,02587] [ 0,43701]  0,347198  0,215156 -0,879562  (0,13632)  (0,32332)  (0,92514) [ 2,54687] [ 0,66545] [-0,95073]  0,136806  0,072928 -0,190902  (0,04769)  (0,11311)  (0,32364) [ 2,86865] [ 0,64476] [-0,58985]  0,168003  0,125752 -0,045065  (0,11966)  (0,28380)  (0,81205) [ 1,40402] [ 0,44310] [-0,05550]  0,344607  0,986169 -2,503851  (0,11680)  (0,27703)  (0,79268) [ 2,95031] [ 3,55980] [-3,15873] D(GDPPC(-1)) D(FDI(-1)) D(CA(-1)) C D(K) 34 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 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] -0,001576  0,430354 -0,957543  (0,07427)  (0,17614)  (0,50401) [-0,02122] [ 2,44319] [-1,89985] -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 D(R) D(REER) 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 tính tốn nhóm nghiên cứu liệu kinh tế vĩ mô Việt Nam giai đoạn 1998- 2019 Dữ liệu phục vụ nghiên cứu thu thập Việt Nam từ nguồn sau: Thứ nhất, để tính tốn biến mơ hình tác giả thu thập liệu theo quốc gia Việt Nam cung cấp Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB) liệu World Economic Outlook (WEO) IMF; Thứ hai, tiến hành thu thập liệu bổ sung đối chiếu lại từ Tổng Cục Thống kê Việt Nam Kết kiểm định nghiệm đơn vị theo tiêu chuẩn ADF cho thấy số biến chuỗi gốc không dừng Tuy nhiên, lấy sai phân bậc 1, biến CAt, FDIt, GDPPCt, Kt, Lt, Rt, REERt dừng mức ý nghĩa 5% Bên cạnh đó, lựa chọn độ trễ tối ưu theo tiêu chí (1) lỗi dự báo cuối (FPE: Final pridiction error); (2) tiêu chí thơng tin Akaike (AIC: Akaike information criterition); (3) tiêu chí thơng tin Schwarz (SC: Schwarz information criterion), (4) Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 35 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển tiêu chí thơng tin Hannan-Quinn (HQ: Hanan-Quinn information criterition) cho kết Tiếp theo nhóm nghiên cứu kiểm tra tồn mối liên hệ cân dài hạn biến số mơ hình Để thực điều này, nhóm nghiên cứu tiến hành kiểm định tồn mối quan hệ đồng tích hợp biến mơ hình theo phương pháp Johansen Giá trị P-value Bảng cho thấy, tồn mối quan hệ đồng tích hợp biến mơ hình mức ý nghĩa 5% Như vậy, có chứng tồn mối liên hệ cân dài hạn FDI, CCVL tăng trưởng kinh tế Sau tìm chứng tồn mối liên hệ cân dài hạn biến mơ hình, tiếp theo, nhóm nghiên cứu tiến hành ước lượng mơ hình VECM với quan hệ đồng tính hợp độ trễ tối ưu Kết ước lượng mơ hình VECM cho thấy mối quan hệ cân dài hạn ngắn hạn biến mơ hình Sau đó, nhằm kiểm tra mối quan hệ FDI, CCVL tăng trưởng kinh tế, nhóm nghiên cứu thực trích riêng phương trình với biến phụ thuộc D(GDPPC), D(FDI) D(CA) Kết ước lượng phương trình với biến phụ thuộc D(GDPPC) mô tả bảng Kết ước lượng mơ hình VECM cho Bảng Kết ước lượng mơ 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 tính tốn nhóm nghiên cứu 36 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH Bảng Kiểm định tương quan chuỗi phương sai thay đổi Kiểm định tương quan chuỗi BreuschGodfrey Kiểm định phương sai thay đổi BreuschPagan-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 tính tốn nhóm nghiên cứu Bảng Kết ước lượng mơ 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 tính tốn nhóm nghiên cứu thấy hệ số hồi quy C(1) phương trình đồng tích hợp mang giá trị âm (-0,849568) có giá trị p-value 0,0003< 5% nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê Như dài hạn tồn tác động FDI CCVL đến tăng trưởng kinh tế Mặt khác, hệ số hồi quy C(3) biến FDI 0,347198 mang giá trị dương có giá trị p-value 0,0243< 5% Như vậy, ngắn hạn vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi tăng có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Bên cạnh đó, hệ số hồi quy C(4) biến CA 0,136806 mang giá trị dương có giá trị p-value 0,0132< 5% Như vậy, ngắn hạn CCVL tăng có tác Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 37 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển Bảng Kiểm định tương quan chuỗi phương sai thay đổi Kiểm định tương quan chuỗi BreuschGodfrey Kiểm định phương sai thay đổi BreuschPagan-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 tính tốn nhóm nghiên cứu động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Như vậy, kết nghiên cứu cho thấy ngắn hạn dài hạn, FDI, CCVL có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Các kiểm định tương quan chuỗi BreuschGodfrey, phương sai thay đổi BreuschPagan-Godfrey có giá tri p-value 0,9265 0,3477 lớn 5% Do đó, mơ hình khơng có tượng tương quan chuỗi phương sai thay đổi Kết kiểm định cho thấy mơ hình thu thỏa mãn điều kiện Tiếp theo, kết ước lượng phương trình với biến phụ thuộc D(CA) mơ tả bảng Kết ước lượng mơ hình VECM cho thấy hệ số hồi quy C(19) phương trình đồng tích hợp có giá trị p-value 0,0566< 10% nên hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê hệ số có giá trị dương 2,471962 Như dài hạn không tồn tác động FDI tăng trưởng kinh tế đến CCVL Hệ số hồi quy C(20) biến GDPPC 0,483446 mang giá trị dương có giá trị p-value 0,6693> 10% Như vậy, ngắn hạn tăng trưởng kinh tế khơng có tác động đến CCVL Mặt khác, hệ số hồi quy C(21) biến FDI -0,879562 mang giá trị âm có giá trị p-value 0,3591 lớn mức ý nghĩa 5% Như vậy, ngắn hạn vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi khơng có 38 tác động đến CCVL Như vậy, kết nghiên cứu cho thấy ngắn hạn dài hạn, tăng trưởng kinh tế, FDI khơng có tác động đến Hình 10 Kết phân rã phương sai tăng trường kinh tế Nguồn: tổng hợp tính tốn nhóm nghiên cứu Hình 11 Kết phân rã phương sai cán cân vãng lai Nguồn: tổng hợp tính tốn nhóm nghiên cứu Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH CCVL Các kiểm định tương quan chuỗi BreuschGodfrey, phương sai thay đổi BreuschPagan-Godfrey có giá tri p-value 0,3350 0,3089 lớn 5% Do đó, mơ hình khơng có tượng tương quan chuỗi phương sai thay đổi Kết kiểm định cho thấy mơ hình thu thỏa mãn điều kiện Để thấy rõ mối quan hệ FDI, CCVL tăng trưởng kinh tế, nhóm nghiên cứu thực phân rã phương sai biến số (Hình 10) Kết phân rã phương sai tăng trưởng kinh tế cho thấy ngắn hạn tăng trưởng kinh tế chủ yếu phụ thuộc vào tăng trưởng kinh tế khứ Tuy nhiên, dài hạn tăng trưởng kinh tế phụ thuộc vào tăng trưởng kinh tế khứ, FDI CCVL Kết phân rã phương sai CCVL cho thấy ngắn hạn dài hạn CCVL chủ yếu phụ thuộc vào CCVL khứ CCVL không phụ thuộc vào tăng trưởng kinh tế FDI Kết luận hướng nghiên cứu 5.1 Kết luận Trong nghiên cứu này, xây dựng mơ hình mối quan hệ tăng trưởng kinh tế CCVL Việt Nam sở lược khảo nghiên cứu liên quan Hobza Zeugner (2014), Cecen v Xiao (2014), Yalỗnkaya v Sửnmez (2017) Kết ước lượng mơ hình VECM cho thấy CCVL có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế ngắn hạn dài hạn Tuy nhiên, kết nghiên cứu cho thấy không tồn tác động tăng trưởng kinh tế đến CCVL ngắn hạn dài hạn Thêm vào đó, phương pháp phân rã phương sai, nhóm nghiên cứu thấy rằng, ngắn hạn, tăng trưởng kinh tế chủ yếu phụ thuộc vào tăng trưởng kinh tế khứ Tuy nhiên, dài hạn tăng trưởng kinh tế phụ thuộc vào tăng trưởng kinh tế khứ CCVL Ngoài ra, ngắn hạn dài hạn, CCVL chủ yếu phụ thuộc vào CCVL khứ, không phụ thuộc vào tăng trưởng kinh tế Như vậy, kết nghiên cứu lần khẳng định lại tượng CCVL liên tục thặng dư kinh tế Việt Nam lại tăng trưởng mạnh Một giải thích cho tượng tác động dịng vốn FDI Cụ thể, tham gia mạnh mẽ sâu sắc khu vực FDI tác nhân làm thay đổi sản xuất nước cấu xuất nhập Việt Nam, làm thay đổi cấu trúc thương mại Việt Nam từ tác động mạnh tới CCVL Cơ cấu thương mại dịch chuyển theo hướng tăng tỷ trọng khu vực FDI giảm tỷ trọng khu vực nước Theo báo cáo Tổng Cục thống kê, tốc độ tăng trưởng GDP năm 2018, 2019 đạt 7%, mức cao giai đoạn từ 2008- 2019 Đóng góp vào kết quả đó, phải kể đến vai trị doanh nghiệp có vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi lớn Samsung, Formosa hàng loạt doanh nghiệp khác Nếu xét năm 2017, Samsung Formosa đóng góp tỷ trọng cao vào mức tăng 9,4% điểm phần trăm ngành cơng nghiệp góp phần vào việc lập kỷ lục xuất nhập với kim ngạch đạt 400 tỷ USD (Nguyễn Đức Trung cộng sự, 2018) Trong năm 2020, ảnh hưởng đại dịch COVID-19 khiến cho luồng vốn FDI toàn cầu giảm mạnh lệnh phong tỏa suy thối kinh tế tồn cầu làm chậm lại việc triển Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 39 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển khai dự án có triển vọng kinh tế u ám khiến công ty đa quốc gia cân nhắc lại dự án đầu tư Tuy nhiên, giải ngân FDI Việt Nam giảm nhẹ so với năm 2019 CCTM cao kỷ lục 19,1 tỷ USD (Ngân hàng Thế giới, 2020) Các dòng vốn FDI bất chấp đại dịch COVID-19 cho thấy xu hướng chuyển dịch đầu tư vào Việt Nam Tuy nhiên, bên cạnh đóng góp quan trọng cho kinh tế Việt Nam, xuất số tín hiệu quan ngại cho tính bền vững tích cực nguồn vốn Cụ thể, theo Nguyễn Đức Trung cộng (2018) (1) FDI bắt đầu thể dấu hiệu suy giảm nửa đầu năm 2018 (2) Mức độ chênh lệch “vốn đăng ký” “vốn giải ngân” ngày lớn từ năm 2016 trở lại (3) Dịng vốn FDI thơng qua hoạt động thâu tóm doanh nghiệp lớn Việt Nam (Sabeco, ) đặt thách thức cho sách tiền tệ nói chung sách tỷ giá nói riêng (4) Hơn thế, lịch sử phát triển nhiều quốc gia cho thấy phụ thuộc nhiều vào dòng vốn FDI tiềm ẩn nhiều rủi ro gây bất ổn kinh tế vĩ mơ có sụt giảm bất ngờ quy mô chất lượng nguồn vốn FDI Do đó, tương lai, Chính phủ cần có giải pháp quản lý dịng vốn nhằm đảm bảo phát triển bền vững kinh tế Cụ thể: Một là, tiếp tục điều hành sách tiền tệ theo định hướng ổn định vĩ mô để trì dịng vốn FDI Để đạt mục tiêu ổn định vĩ mơ, điều hành sách tiền tệ cần phải ý đến việc thay đổi chế điều hành lãi suất, quản lý dòng vốn hiệu Hai là, sử dụng sách tiền tệ phi truyền thống kết hợp với sách tài khóa giai đoạn “bình thường mới” nhằm ổn định vĩ mơ để trì nguồn vốn 40 FDI Ba là, cần thay đổi cách triệt để cách thức tổ chức thực công tác xúc tiến đầu tư, chuyển từ phương thức chủ yếu mang tính thụ động dựa phê duyệt sang cách tiếp cận xúc tiến FDI có mục tiêu chủ động, bao gồm xây dựng chiến lược ngành rõ ràng vận động sách để giải phóng tiềm đầu tư Những chuyển đổi chiến lược cần thực chuyển từ thu hút loại hình đầu tư FDI phù hợp với nhóm sản phẩm có Việt Nam sang đón đầu xây dựng điều kiện đầu tư có khả thu hút loại hình đầu tư FDI mà Việt Nam muốn cần có thời gian tới; chuyển nguồn lực sang cách tiếp cận chủ động, có mục tiêu, đồng thời tiếp tục cung cấp dịch vụ xúc tiến đầu tư chuyên nghiệp cho tất nhà đầu tư quan tâm đến Việt Nam 5.2 Hướng nghiên cứu Mặc dù đạt mục tiêu nghiên cứu đề ra, nhóm nghiên cứu nhận thấy nghiên cứu hạn chế cần bổ sung, cải thiện tương lai Thứ nhất, nghiên cứu thu thập tất nguồn liệu có quốc gia nghiên cứu Việt Nam, nhiên mẫu nghiên cứu chưa thực đủ lớn Điều làm giới hạn kết luận rút từ kết ước lượng ảnh hưởng đến độ tin cậy kiểm định Các nghiên cứu cần cải thiện trình thu thập số liệu, cách mở rộng quy mô mẫu với nhiều quốc gia Khi đó, kết rút mang tính tồn diện Thứ hai, biến số phân tích mơ hình trên, mặt lý thuyết mối quan hệ CCVL tăng trưởng kinh tế chịu ảnh hưởng biến số khác Do đó, nghiên Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 226- Tháng 2021 NGUYỄN ĐỨC TRUNG - LÊ HOÀNG ANH cứu cần dựa mục tiêu nghiên cứu cụ thể để bổ sung thêm biến số khác ■ Tài liệu tham khảo ADB (2018) Asian development outlook 2018 Retrieved from: https://www.adb.org/sites/default/files/ 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 Akỗay, A & Erata, F (2012) Cari aỗk ve ekonomik bỹyỹme ilikisinin panel nedensellik analizi ekseninde değerlendirilmesi Http://teacongress.org/papers2012/AKCAY-ERATAS.pdf, 08.04.2016 Cecen, A., & Xiao, L (2014) Capital Flows and Current Account Dynamics in Turkey: A Nonlinear Time Series Analysis Economic Modelling, 39, 240-246 De Mello, L., Padoan, P C., & Rousová, L (2011) The growth effect of current-account reversals http://www voxeu.org/article/growth-effect-current-account-reversals, 08.04.2016 Hepaktan, E & Çınar, S (2012) OECD ülkelerinde büyüme-cari işlemler dengesi ilişkisi: Panel veri analizi Anadolu Üniversitesi Sosyal Bilimler Dergisi, 12(1), 43-58 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 IMF (2018) International Financial Statistics (IFS) database Retrieved from: http://www.data.imf.org.Akỗay, A & Erata, F (2012) Cari aỗk ve ekonomik büyüme ilişkisinin panel nedensellik analizi ekseninde değerlendirilmesi Http://teacongress.org/papers2012/AKCAY-ERATAS.pdf, 08.04.2016 Kostakoğlu, S F., & Dibo, M (2011) Türkiye’de cari aỗk ve ekonomik bỹyỹme ilikisinin VAR yửntemi ile analizi Anadolu International Conference in Economics II, 15-17, Eskişehir, Turkey Ngân hàng Thế giới (2020) Từ COVID-19 đến biến đổi khí hậu: làm để Việt Nam trở thành quốc gia tiên phong phục hồi xanh Ban Xuất Thông tin, Ngân hàng Thế giới 10 Nguyễn Đức Trung cộng (2018) Kinh tế vĩ mô Việt Nam - Phân tích số dự báo: Năm 2018 – Chủ động trước cú sốc trì ổn định kinh tế vĩ mô (Tập 1) Nhà xuất 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 https://doi 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 Sửnmez, F E., & Yalỗnkaya, H (2017) The Relationship Between Current Account Deficit and Economic Growth: Panel Causality Analysis In Umut Burak Geyikỗi, brahim Emre Karaa, Turkish Business Studies, Publisher: LAP LAMBERT Academic Publishing 14 Sử Đình Thành & Nguyễn Minh Tiến (2014) Tác động FDI đến tăng trưởng kinh tế địa phương 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) Thơng cáo báo chí tình hình kinh tế - xã hội tháng đầu năm 2018 http://www.gso.gov 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 http://www.voxeu.org/article/growth-effect-current-account-reversals, 08.04.2016 17 Yalỗnkaya, 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 Yalỗnkaya, ệ., & Temelli, F (2014) Ekonomik bỹyỹme 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 ilemler bilanỗosu arasndaki iliki: Tỹrkiye ửrnei Atatỹrk ĩniversitesi Institute of Social Sciences Journal, 15(2), 363-377 Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 41 ... vậy, tăng trưởng kinh tế xem tăng lên Số 226- Tháng 2021- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 27 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển. .. & Đào tạo Ngân hàng 31 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển Hình Cân đối tài khoản vãng lai (tỷ USD) Hình Cán cân thương mại hàng hóa... 29 Mối quan hệ tăng trưởng kinh tế cán cân vãng lai Việt Nam: tượng đặc biệt quốc gia phát triển Đơn vị: triệu USD Hình Cán cân tốn giai đoạn 2007-2017 Nguồn: IMF(2018) nhập siêu đỉnh điểm giai