Quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và tiêu thụ điện năng thực tiễn tại Việt Nam

66 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ (38) 2014 QUAN HỆ GIỮA TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VÀ TIÊU THỤ ĐIỆN NĂNG THỰC TIỄN TẠI VIỆT NAM Ngày nhận bài: 05/05/2014 Ngày nhận lại: 02/07/2014 Ngày duyệt đăng: 18/08/2014 Nguyễn Quyết1 Vũ Quốc Khánh2 TÓM TẮT Bài viết nghiên cứu ảnh hưởng nhân tố: tiêu thụ điện (EC), đầu tư trực tiếp nước (FDI) vốn đầu tư (K) tới GDP bình quân, thực tiễn Việt Nam phân tích đánh giá hai góc độ ngắn hạn dài hạn Cơ sở lý thuyết dựa vào số nghiên cứu trước mơ hình tăng trưởng Cobb-Douglas ứng dụng làm sở hình thành mơ hình kinh tế lượng phục vụ cho phân tích Phương pháp phân tích chủ yếu dựa kiểm định Granger, kiểm định đồng liên kết Johansen mơ hình VECM (Vector Error Correction model) Kết nghiên cứu cho thấy ngắn hạn tiêu thụ điện tác động tích cực tới GDP Tuy nhiên, dài hạn nhân tố ảnh hưởng tiêu cực lên GDP Từ khóa: Cobb-Douglas, kiểm định Granger, kiểm định đồng liên kết Johansen mô hình VECM ABSTRACT The objective of this paper is to examine the relationship between the electricity consumption, foreign direct investment, capital and economic growth in VietNam which is analyzed covering both long-term and short-term The previous researches are canvassed thoroughly using for theoretical foundations and the economictric model is built by the CobbDouglas Granger causality test, Johansen cointegration test and Vector Error Correction model are employed in this study The results of study pinpoint that electricity consumption is a positive factor for economic growth in short- term whereas it is a negative one in long-term Keywords: Cobb-Douglas, Ganger causality test, Johansen cointegration test, VECM Trường Cao đẳng Tài Chính Hải Quan Email: nguyenquyetk16@gmail.com Trường Đại học Hùng Vương KINH TẾ 67 Trong nhiều thập niên qua, nhiều nghiên cứu nổ lực chứng minh mối quan hệ tiêu thụ lượng tăng trưởng kinh tế Nhìn chung, nghiên cứu có mối quan hệ chặt chẽ hai nhân tố Tuy nhiên, chiều hướng tác động khơng có kết luận thống nhất, tùy thuộc vào không gian thời gian nghiên cứu Vì lẽ đó, kết nghiên cứu trước vững để làm sở gợi ý sách hợp lý áp dụng chung cho quốc gia Do đó, vấn đề tiếp tục thu hút quan tâm nhà kinh tế, nhà nghiên cứu với kỳ vọng trả lời thỏa đáng câu hỏi: liệu tiêu thụ lượng có kích thích tăng trưởng? hay tăng trưởng làm gia tăng tiêu thụ lượng Giới thiệu Phát triển nguồn lượng điện nhu cầu tất yếu để đáp ứng yêu cầu phát triển kinh tế - xã hội bảo đảm an ninh, quốc phòng quốc gia điều kiện hội nhập kinh tế quốc tế, đáp ứng nhu cầu điện cho sinh hoạt nhân dân đảm bảo an ninh lượng quốc gia Tuy nhiên, tình trạng thiếu hụt nguồn lượng (điện) quốc gia phát triển thực tế xảy trở thành trở ngại lớn trình sản xuất Tiêu thụ lượng yếu tố đầu vào quan trọng ảnh hưởng trực tiếp đến tăng trưởng kinh tế Một quốc gia có nguồn lượng với giá hợp lý làm tăng cạnh tranh giá trị sản phẩm thị trường quốc tế, nhân tố làm gia tăng xuất khẩu, ảnh hưởng tích cực tới tăng trưởng GDP Năng lượng đóng vai trị quan trọng kinh tế hai phương diện cầu cung Xét phương diện cầu, lượng sản phẩm mà người tiêu dùng định mua để tối đa hóa lợi ích họ Về phương diện cung, lượng yếu tố quan trọng sản xuất, với vốn, lao động nguyên vật liệu xem thành phần quan trọng trình tăng trưởng quốc gia Thực trạng tiêu thụ điện Việt Nam Trong nghiệp cơng nghiệp hóa, đại hóa đất nước, với mục tiêu phấn đấu tới năm 2020 trở thành nước cơng nghiệp Với mục đích đó, tăng trưởng GDP tiêu then chốt phủ đặc biệt quan tâm, việc kết hợp tối ưu yếu tố đầu vào vốn, nhân lực công nghệ với kỳ vọng đạt GDP với quốc gia phát triển giới Hình GDP, Điện tiêu thụ, FDI Vốn đầu tư bình quân giai đoạn 1993-2013 2,000 1,600 1,200 800 400 94 96 98 GDP 00 02 04 EC Nguồn: Tác giả tổng hợp từ World Bank, vẽ từ Eviews 7.0 06 FDI 08 10 K 12 68 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ (38) 2014 Thực tế cho thấy năm gần đây, GDP bình quân Việt Nam đạt mức ấn tượng, điều cải thiện đáng kể phúc lợi xã hội, mức sống người dân tăng lên rõ rệt, làm cho nhu cầu điện tăng mạnh theo năm, đôi lúc cầu vượt xa cung Điều gây khơng khó khăn cho ngành sản xuất kinh doanh có phụ thuộc vào hệ thống lưới điện quốc gia Cơ cấu tiêu thụ điện Việt Nam sau: ngành công nghiệp kiến trúc chiếm khoảng 51%, sinh hoạt 40%, thương nghiệp dịch vụ 5%, nông nghiệp, thủy sản 1% lại 3% Mặt khác, song song với tăng trưởng kinh tế chuyển đổi từ kinh tế lấy nông nghiệp trọng tâm sang kinh tế công nghiệp, dịch vụ Với sách thu hút đầu tư hợp lý phủ, hàng năm, Việt Nam thu hút lớn lượng vốn FDI, với nhu cầu xây dựng khu công nghiệp nhà máy công ty nước ngồi tăng mạnh Do đó, nhu cầu điện công nghiệp ngày gia tăng Hơn nữa, mức sống người dân cải thiện làm thúc đẩy mạnh mẽ nhu cầu sử dụng điện cá nhân Thời điểm Việt Nam lượng tiêu thụ điện năm người trung bình 800 KW, đến năm 2020 số lên tới 2000 KW Theo liệu thống kê được, bình quân năm lượng điện sản xuất tăng khoảng 13% nhu cầu điện Việt Nam dự đoán năm tăng khoảng 16-17%, ngành cơng nghiệp sản xuất điện nhanh chóng rơi vào tình trạng cung khơng đáp ứng cầu Ngồi ra, lão hóa thiết bị truyền điện, thiết bị phát điện sở hạ tầng xuống cấp dẫn đến tình trạng tỉ lệ thất thoát điện cao (khoảng 8%/năm) vấn đề khó khăn mà ngành điện Việt Nam phải đối mặt Thực vậy, điện nguồn lượng quan trọng cần thiết cho phát triển quốc gia, cho đời sống người Mục đích viết xem xét mối quan hệ nguồn lượng tăng trưởng GDP, đầu tư FDI vốn đầu tư, phương pháp thống kê suy diễn mơ hình kinh tế lượng Qua đó, gợi ý số sách phù hợp nhằm quản lý, sử dụng hiệu nguồn lượng Bố cục báo trình bày theo phần Phần 1: Giới thiệu, phần 2: Thực trạng tiêu thụ điện Việt Nam, phần 3: Tổng quan lý thuyết, phần 4: Phương pháp phân tích kết thực nghiệm phần 5: Kết luận gợi ý sách Tổng quan lý thuyết 3.1 Tăng trưởng kinh tế tiêu thụ điện Không thể phủ nhận điện xem cách mạng lịch sử phát triển nhân loại, nhân tố đóng góp khơng nhỏ phát triển nghành như: giao thông, truyền thông, sản xuất Nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ tiêu thụ điện tăng trưởng kinh tế nhiều tác giả quan tâm thực kết không thống (xem Bảng 1) Người tiên phong nghiên cứu chủ đề Kraft Kraft (1978) Mặc dù nhiều ý kiến tin điện yếu tố đầu vào trình sản xuất, nhiên nhiều nghiên cứu thực nghiệm thất bại việc tìm chứng ủng hộ quan điểm Apergis Tang (2013) cho ảnh hưởng tiêu thụ điện tăng trưởng phụ thuộc vào giai đoạn phát triển quốc gia Đặc biệt, tác giả kết luận ảnh hưởng tiêu thụ điện tới tăng trưởng kinh tế có ý nghĩa quốc gia phát triển quốc gia phát triển quan hệ khơng xảy Từ kết nghiên cứu cho thấy, quan hệ nhân tiêu thụ điện tăng trưởng chia thành bốn nhóm giả thuyết sau: Thứ nhất, điện nhân tố quan trọng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Ủng hộ giả thuyết bao gồm nghiên cứu Chandran cộng (2009), Narayan Singh (2007), Abosedra cộng (2009), Bowden Payne (2009) Thứ hai, tăng trưởng ảnh hưởng tới tiêu thụ điện năng, nghĩa có sách cắt giảm việc sử dụng điện việc làm khơng ảnh hưởng đến trình tăng trưởng KINH TẾ kinh tế Ủng hộ giả thuyết nghiên cứu tiêu biểu Kraft Kraft (1978), Abosedar Baghestani (1989), Lise and Montfort (2007) Huang (2008) Thứ ba, có tác động lẫn tiêu thụ điện tăng trưởng kinh tế Những người ủng hộ giả thuyết thường thi hành chiến lược kép tăng trưởng kinh tế phải đôi với hạn chế lãng phí nguồn lượng phát triển cơng nghệ là cách tốt để cải tiến việc sử dụng nguồn lượng hiệu Murray Nan (1994), Ebohon (1996), Yang (2000), Jumbe (2004), Tang (2008, 2009), Lean Smyth (2010) nghiên cứu tiêu biểu cho giả thuyết Thứ tư, giả thuyết trung lập cho khơng có tương quan tiêu thụ điện tăng trưởng GDP Những nghiên cứu theo giả thuyết Yu Jin (1992), Akara Long (1980), Soytas cộng (2007) 3.2 Đầu tư trực tiếp nước tiêu thụ điện Theo Alfaro cộng (2010) khẳng định nhà làm sách tin tưởng đầu tư FDI nhân tố quan trọng làm gia tăng suất nước chủ nhà Nghiên 69 cứu cho FDI làm gia tăng hiệu sử dụng nguồn điện cách tái cấu sản xuất, chuyển giao công nghệ hình thức khác Tuy nhiên, phụ thuộc lớn vào khả hấp thụ vốn nước chủ nhà Sun cộng (2011) nghiên cứu mối quan hệ đầu tư FDI hiệu sử dụng điện, sử dụng số liệu 74 quốc gia (số liệu chéo) từ 1985 đến 2008 Kết cho thấy đầu tư FDI làm tăng hiệu sử dụng nguồn điện Sun cộng (2012) nghiên cứu mối liên hệ GDP, tiêu thụ điện FDI Thượng Hải với số liệu chuỗi thời gian từ 1985 tới 2010 Bằng phương pháp mơ hình Var (Vector AutoRegression), kết phân tích phản ứng xung, tác giả kết luận rằng, ngắn hạn gia tăng đầu tư FDI làm giảm lượng điện tiêu thụ Họ giải thích kết luận dựa hai lý bản: hiệu ứng công nghệ sở hạ tầng nâng cấp Cùng chủ đề này, Hubler Keller (2009) nghiên cứu tác động đầu tư FDI lên cường độ tiêu thụ điện, tiến hành mẫu gồm 60 quốc gia từ 1975 tới 2004 Kết khẳng định thu hút đầu tư FDI làm giảm cường độ tiêu thụ điện 3.3 Một số nghiên cứu liên quan Bảng Tóm tắt số nghiên cứu Tác giả Quốc gia Phương pháp nghiên cứu Kết luận Kraft (1978) USA Granger causality, Var EC  Y Akarca, Long (1980) USA Cointegration, Granger causality EC  Y Cheng, Lai (1997) Taiwan Hsiao’s Granger EC  Y Yang (2000) Taiwan Cointegration, Granger causality EC  Y Ghosh (2002) Indian Cointegration, ECM EC  Y Jumbe (2004) Malawi Cointegration, ECM EC  Y Shiu, Lam (2004) China Cointegration, ECM EC  Y Ghali, El-Sakka (2004) Canada Cointegration, ECM EC  Y Naraya, Smyth (2005) Australia ARDL bounds testing EC  Y Yoo (2005) Korea Cointegration, ECM EC  Y Yoo, Kim (2006) Indonesia Cointegration, Granger causality EC  Y 70 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ (38) 2014 Yuan et al (2007) China Cointegration test EC  Y Tang (2008) Malaysia ECM, bonds test EC  Y Chandrand et al (2009) Malaysia ARDL bounds test, VECM model EC  Y Acaravici (2010) Africa Cointegration, ECM EC  Y Ciarreta, Zarraga (2010) Spain Granger causality, Var EC  Y Shahbaz et al (2011) Portugal ARDL, VECM Granger causility EC  Y Sami (2011) Japan ARDL, VECM Granger causility EC  Y Kouakou (2011) Ivory coast VECM Granger causality EC  Y Adom (2011) Ghana ARDL, VECM Granger causility EC  Y Shahbaz, Feridum (2012) Pakistan ARDL, VECM Granger causility EC  Y Shahbaz et al (2012) Romania ARDL, VECM Granger causility EC  Y Akpan (2012) Nigeria ARDL, VECM Granger causility EC  Y Shahbaz, Lean (2012) Pakistan ARDL, VECM Granger causility EC  Y Nguồn: H.Hamdi et al (2014) Mơ hình tăng trưởng Cobb-Douglas có dạng tổng qt sau: phương trình (3) cho tổng dân số, sau tuyến tính hóa phương trình cách lấy logarit tự nhiên hai vế Suy ra, mơ hình nghiên cứu thực nghiệm có dạng sau: Y  AK  L eu LnYt  0  1LnECt  2 LnFDIt  3 LnKt  ut (4) 3.4 Mơ hình kinh tế lượng (1) Trong đó: Y tổng sản phẩm quốc nội (GDP), K vốn, L lao động, A thành phần công nghệ u thành phần sai số (giả sử có phân phối chuẩn) Khơng tính tổng qt, xét trường hợp sản lượng không đổi theo quy mô (     1) Hơn nữa, yếu tố công nghệ (A) xác định quy mô đầu tư trược tiếp nước lượng tiêu thụ (Điện) Vậy, yếu tố công nghệ hàm phụ thuộc vào hai yếu tố: 1 2 A(t )   EC (t ) FDI (t ) (2) Trong đó: EC lượng điện tiêu thụ, FDI đầu tư trược tiếp nước ngồi Từ phương trình (1) (2), suy ra: Y (t )   EC (t )1 FDI (t ) K (t ) L(t )  (3) Theo Shahbaz (2012), để cố định ảnh hưởng biến L(t) cách chia hai vế Trong đó: LnYt , LnECt, LnFDIt, LnKt logarit GDP bình quân đầu người, lượng điện tiêu thụ bình qn đầu người, đầu tư trực tiếp nước ngồi bình quân đầu người vốn đầu tư bình quân đầu người Phương pháp phân tích kết thực nghiệm 4.1 Thống kê mô tả Trong nghiên cứu sử dụng số liệu chuỗi thời gian, thu thập theo năm gian đoạn 1993-2013 Nguồn số liệu tổng hợp từ ngân hàng giới (WorldBank) Để đánh giá ảnh hưởng tiêu thụ điện tới tăng trưởng kinh tế sử dụng phương pháp định lượng, phân tích với bốn biến số (ở dạng logarit) gồm: Y (USD/ người/năm), EC (KWh/người/năm), FDI (USD/người/năm) K (USD/người/năm) KINH TẾ 71 Bảng Kết thống kê mô tả LnY LnEC LnFDI LnK Mean 6.379415 6.054550 3.587992 5.148180 Median 6.190315 6.093570 3.320710 5.038348 Maximum 7.580700 7.130899 5.080715 6.094824 Minimum 5.627621 4.753590 2.579535 4.173726 Std Dev 0.623581 0.751332 0.816920 0.694112 Skewness 0.480709 -0.163280 0.612387 0.112108 Kurtosis 1.891145 1.764695 1.831760 1.483677 Jarque-Bera 1.884648 1.428542 2.506749 2.055820 Probability 0.389721 0.489549 0.285540 0.357754 21 21 21 21 Observations Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 7.0 Phân tích thống kê mô tả nhằm cung cấp thông tin khái quát số liệu nghiên cứu Thật vậy, kết thống kê bảng 02 cho biết biến nghiên cứu thu thập khoảng thời gian 21 năm (1993-2013) Chỉ số độ nhọn phân phối (Kurtosis) có khác biệt không đáng kể: biến LnY LnFDI có độ nhọn gần giống nhau, cịn số độ nhọn LnEC lớn LnK Chỉ số lệch biến LnEC mang giá trị âm (Skewness= 0.163280) điều cho biết phân phối biến lệch hướng bên trái, phân phối biến lại lệch sang phải tất hệ số độ lệch chúng lớn không Thống kê Jarque-Bera dùng để kiểm định biến có phải phân phối chuẩn hay khơng Với giả thuyết: H0: “Biến có phân phối chuẩn” H1: “Biến khơng có phân phối chuẩn” Giá trị xác suất (probability) biến lớn 0.05, giả thuyết H0 chấp nhận Chứng tỏ biến LnY, LnEC, LnFDI LnK có phân phối chuẩn 4.2 Kiểm định tính dừng Hầu hết chuỗi thời gian không dừng bậc I(0), trước phân tích cần phải kiểm định xem chuỗi thời gian có dừng hay khơng Tính dừng chuỗi liệu thời gian có ý nghĩa định hiệu phương pháp ước lượng sử dụng Nếu chuỗi thời gian khơng dừng giả định phương pháp OLS (Ordinary Least Square) khơng thỏa mãn Theo đó, kiểm định t kiểm định F khơng có hiệu lực (Chrish, 2008) Để kiểm định tính dừng chuỗi số liệu, hai phương pháp phổ biến áp dụng mẫu nhỏ kiểm định ADF (Augment Dickey and Fuller) kiểm định PP (Phillips-Perron) Kết kiểm định tính dừng trình bày Bảng 72 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ (38) 2014 Bảng Kết kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) Kiểm định ADF Chuỗi ban đầu Biến Chuỗi sai phân bậc Khơng xu mùa Có xu mùa Khơng xu mùa Có xu mùa 2.9165 -1.0212 -0.8701 -3.9995** LnEC -3.2078** -0.3666 -2.7158 -3,6216 LnFDI -0.3794 -1.2667 -4.1168** -4.4334** LnK -0.3682 -3.3927 -3.5255** -3.4163 LnY Nguồn:Tính toán từ phần mềm Eviews 7.0, dấu (**) thống kê có ý nghĩa 5% Kết Bảng cho biết, xét hai trường hợp có xu khơng có xu mùa chuỗi LnEC dừng trường hợp khơng có xu mùa, chuỗi LnY LnFDI dừng sai phân bậc trường hợp có xu mùa Chuỗi cịn lại dừng sai phân bậc một, trường hợp khơng có xu 4.3 Xác định bậc trễ thích hợp Trong phân tích chuỗi thời gian, việc xác định bậc trễ phù hợp quan trọng Nếu bậc trễ dài ước lượng khơng hiệu quả, ngược lại ngắn phần dư ước lượng khơng thỏa mãn tính nhiễu trắng làm sai lệch kết phân tích Để chọn bậc trễ tối ưu, người ta thường vào tiêu chuẩn: AIC (Akaike information criterion), SC (Schwart Bayesian criterion) HQ (HannanQuinn Information Criterion) Theo AIC, SC HQ bậc trễ tối ưu lựa chọn bước trễ có số nhỏ Bảng Kết xác định bậc trễ thích hợp Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 26.49003 NA 9.66e-07 -2.498892 -2.301032 -2.471610 109.1373 119.3794* 6.23e-10 -9.904146 -8.914844 -9.767734 129.7284 20.59108 5.23e-10 -10.41427 -8.633522 -10.16872 176.8742 26.19213 5.07e-11* -13.87491* -11.30273* -13.52024* Nguồn: Tính tốn từ phần mềm Eviews 7.0 Kết thống kê cho thấy ba tiêu chuẩn AIC, SC HQ cho kết bậc trễ thích hợp dùng phân tích bậc 4.4 Kiểm định nhân Granger Kiểm định Granger dùng để kiểm định mối quan hệ nhân hai biến X, Y Mơ hình có dạng sau: p q i 1 j 1 X t     i X t i   jYt i  et (5) s t i 1 j 1 Yt  0    i X t i   jYt i  t (6) Kiểm định tiến hành theo hai chiều hướng, với giả thuyết H0: “X không tác động lên Y” H1: “X tác động lên Y” Nếu giả thuyết H0: bị bác bỏ chứng tỏ “X tác động lên Y” ngược lại KINH TẾ 73 Bảng Kết kiểm định Granger Số tứ tự Giả thuyết H0 Bậc trễ Prob LnEC không tác động tới LnY 0.0061** LnY không tác động tới LnEC 0.1619 LnFDI không tác động tới LnY 0.0000*** LnY không tác động tới LnFDI 0.3675 LnK không tác động tới LnY 0.0181** LnY không tác động tới LnK 0.0420** LnEC không tác động tới LnK 0.4457 LnK không tác động tới LnEC 0.1702 LnEC không tác động tới LnFDI 0.3259 10 LnFDI không tác động tới LnEC 0.8687 11 LnK không tác động tới LnFDI 0.1118 12 LnFDI không tác động tới LnK 0.2868 Nguồn:Tính từ phần mềm Eviews 7.0, dấu (**),(***) thống kê có ý nghĩa 5%, 1% Kiểm định Granger thực chuỗi thời gian dừng, bậc trễ chọn dựa theo tiêu chuẩn AIC, SC HQ Kết Bảng cho thấy biến LnEC LnFDI ảnh hưởng tới LnY thống kê có ý nghĩa thống kê 5% (kiểm định 1, 3), nghĩa tiêu thụ điện đầu tư FDI tác động đến tăng trưởng GDP, khơng có đủ chứng thống kê có tồn mối quan hệ chiều ngược lại (kiểm định 2, 4) Xét cặp biến LnK LnY, với giả thuyết H0 bị bác bỏ với mức ý nghĩa 5% (kiểm định 5,6) Vậy, tăng trưởng GDP vốn đầu tư có mối quan hệ nhân 4.5 Kiểm định đồng liên kết Johansen Kiểm định đồng liên kết Engle Granger giới thiệu lần vào năm 1987, dùng để xem xét mối liên hệ chuỗi thời gian dài hạn Tác giả cho chuỗi thời gian khơng dừng trở thành chuỗi dừng chúng tổ hợp tuyến tính với Hai phương pháp thống kê sau dùng để tìm kiếm số véctơ đồng liên kết a Phương pháp 1: Kiểm định phần tử đường chéo vết ma trận (Trace) H : rank ()  r Giả thuyết thống kê: H1 : rank ()  r Thống kê kiểm định: n ˆ trace (r )  T  ln(1  i ) (7) i  r 1 Trong đó: r: số véctơ đồng liên kết,  : ˆ ma trận trị riêng khác không, T: số mẫu, i : giá trị ước lượng trị riêng thứ i n: số trị riêng tuân theo luật phân phối  b Phương pháp 2: Kiểm định giá trị riêng cực đại (Maximum Eigenvalue) H : rank ()  r Giả thuyết thống kê: H1 : rank ()  r  Thống kê kiểm định: n ˆ trace (r , r  1)  T  ln(1  i 1 ) (8) i  r 1 Trong thực nghiệm đa số kết hai kiểm định thống 74 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ (38) 2014 Bảng Kết kiểm định đồng liên kết Johansen Phương pháp 1: Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized H0 Trace H1 r=0 Statistic Eigenvalue 0.05 Critical Value 54.07904 ** Prob r >=1 0.813017 66.21141 0.0029 r=2 0.610044 34.35345 35.19275 0.0614 r=3 0.380200 16.46076 20.26184 0.1539 r=4 0.321586 7.371952 9.164546 0.1081 Phương pháp 2: Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized H0 Max-Eigen 0.05 H1 Eigenvalue Statistic Critical Value Prob r=0 r =1 0.813017 31.85797 28.58808** 0.0184 r