Các yếu tố quyết định cán cân thương mại của việt nam phương pháp ARDL

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THÀNH TRUNG CÁC YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH CÁN CÂN THƯƠNG MẠI CỦA VIỆT NAM - PHƯƠNG PHÁP ARDL LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THÀNH TRUNG CÁC YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH CÁN CÂN THƯƠNG MẠI CỦA VIỆT NAM - PHƯƠNG PHÁP ARDL Chuyên ngành: Tài chính–Ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS ĐINH THỊ THU HỒNG TP Hồ Chí Minh – 2018 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ với chủ đề “Các yếu tố định cán cân thương mại Việt Nam-Phương pháp ARDL” hoàn tồn tơi thực hướng dẫn TS Đinh Thị Thu Hồng Các số liệu, kết nêu luận văn trung thực, có nguồn gốc rõ ràng Ngồi ra, luận văn có sử dụng số nhận xét, đánh giá tác giả khác, quan, tổ chức khác có trích dẫn thích nguồn gốc Tơi cam đoan hồn tồn chịu trách nhiệm tính trung thực nội dung trình bày luận văn TP Hồ Chí Minh, ngày tháng Nguyễn Thành Trung năm 2018 MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC HÌNH VẼ TĨM TẮT CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU CHƯƠNG 2: KHUNG LÝ THUYẾT 2.1 Giới thiệu 2.2 Các lý thuyết truyền thống liên quan đến yếu tố xác định cán cân thương mại 2.2.1 Năng suất cán cân thương mại 2.2.2 Thu nhập cán cân thương mại 2.2.3 Tỷ giá, hiệu ứng giá tương đối cán cân thương mại 11 2.2.4 Góc nhìn tiền tệ cán cân thương mại 15 2.3 Các nghiên cứu thực nghiệm 17 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 27 3.1 Nguồn liệu cách xác định biến số 27 3.2 Phương pháp nghiên cứu 32 3.2.1 Ưu điểm phương pháp ARDL 32 3.2.2 Thiết lập mơ hình 33 3.2.3 Kiểm định đường bao (F-Bounds Test) mơ hình sai số hiệu chỉnh .34 3.3 Vận dụng mơ hình ARDL 37 3.4 Kiểm định chẩn đoán 40 3.4.1 Kiểm định tính ổn định 41 3.4.2 Kiểm định tính tương quan chuỗi 41 3.4.3 Kiểm định phương sai thay đổi 42 3.4.4 Kiểm định lỗi xác định hồi quy 42 3.4.5 Kiểm định phân phối chuẩn phần dư 43 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ 44 4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị 44 4.2 Kiểm định đồng liên kết 46 4.3 Kiểm định hồi quy ARDL 47 4.4 Kiểm định chẩn đoán 51 4.5 Kiểm định nhân Granger 52 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 56 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT Thuật ngữ Viết đầy đủ tiếng Anh Viết đầy đủ tiếng Việt ARDL Autoregressive distributed Mơ hình tự hồi quy phân phối trễ lag model BoP Balance of Payment DGE Multi-country dynamic Mơ hình cân động tổng thể đa general equilibrium model quốc gia DSGE Dynamic stochastic general equilibrium Mơ hình cân tổng thể dao động ML Marshall Lerner Điều kiện Marshall Lerner GDP Gross domestic product Tổng sản phẩm quốc nội GNI Gross national income Tổng thu nhập quốc gia IMF International Monetary Fund Quỹ tiền tệ quốc tế IRF The impulse response function Hàm phản ứng xung WB World Bank Ngân Hàng Thế Giới M3 Money Supply Cung tiền M3 TFP Total factor productivity Tổng nhân tố suất Cán cân toán DANH MỤC BẢNG BIỂU Số thứ tự 2.1 2.2 Tên Bảng Biểu Tóm tắt số lý thuyết yếu tố xác định cán cân thương mại Tóm tắt dấu tác động dài hạn yếu tố xác định cán cân thương mại từ số nghiên cứu gần 3.1 Kỳ vọng dấu nguồn liệu nghiên cứu 3.2 Thống kê mô tả biến số 4.1 Kết kiểm định tính dừng ADF 4.2 Kết kiểm định PP 4.3 Kiểm định đường bao 4.4 Kết ước lượng dài hạn mơ hình ARDL(1,0,0,3,3,1,0) với biến phụ thuộc LnTB 4.5 Kết ước lượng ngắn hạn với biến phụ thuộc LnTB 4.6 Kiểm định chẩn đoán 4.7 Kiểm định nhân Granger DANH MỤC HÌNH VẼ Số thứ tự Tên Bảng Biểu 2.1 Khung phân tích xác định yếu tố ảnh hưởng cán cân thương mại 3.1 Xu hướng biến nghiên cứu 4.1 Kết kiểm định tính ổn định hệ số ước lượng TÓM TẮT Bài nghiên cứu xem xét tác động yếu tố tỷ giá, thu nhập, cung tiền, lạm phát giá dầu lên cán cân thương mại Việt Nam Nghiên cứu sử dụng mơ hình tự hồi quy phân phối trễ (ARDL) với liệu hàng quý từ quý năm 1998 đến quý năm 2016 Việt Nam Kết cho thấy khơng có đủ chứng tác động tỷ giá hối đoái thực đến cán cân thương mại Việt Nam ngắn hạn dài hạn, yếu tố khác thu nhập nội địa, giá dầu lạm phát có tác động chiều, thu nhập nước ngồi, cung tiền có tác động ngược chiều với cán cân thương mại Việt Nam dài hạn Từ khóa: Cán cân thương mại, tỷ giá hối đối thực, thu nhập nội địa, lạm phát, giá dầu, thu nhập quốc tế, ARDL CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU Cán cân thương mại đóng vai trị quan trọng việc xác định tình trạng sức khỏe kinh tế Cán cân thương mại chênh lệch xuất nhập quốc gia Nếu xuất quốc gia lớn nhập khẩu, cán cân thương mại đạt trạng thái thặng dư Tương tự, nhập lớn xuất khẩu, cán cân thương mại rơi vào tình trạng thâm hụt Thâm hụt thương mại không tốt cho tăng trưởng kinh tế dài hạn Tình trạng buộc quốc gia vay vốn từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) Ngân hàng Thế giới để trì cán cân thương mại Do khoản toán trả lãi cho khoản vay, quốc gia có tiềm lực đầu tư vào dự án mới, tạo áp lực lên tăng trưởng kinh tế Mặt khác, tài khoản vãng lai thâm hụt, tài trợ tập đoàn đa quốc gia Các tài sản tốt quốc gia rơi vào tay nhà đầu tư nước ngoài, dẫn đến nguy phá sản kinh tế làm cho nhà đầu tư niềm tin hủy bỏ đầu tư khỏi đất nước Hơn nữa, tình trạng thâm hụt gây suy giảm lớn giá trị tiền tệ, làm giảm mức sống tự tin hội đầu tư Tình trạng làm giảm mức thu nhập thời gian dài Tương tự, thâm hụt cán cân thương mại tích lũy thâm hụt tài khoản vãng lai, quốc gia buộc phải phụ thuộc vào chi tiêu người tiêu dùng Sự tăng trưởng khu vực xuất giảm tính cạnh tranh Cuối cùng, tình trạng thâm hụt cán cân thương mại kéo dài dẫn đến xóa bỏ ngành cơng nghiệp quốc gia,kìm hãm tăng trưởng kinh tế quốc gia (Ahad Muzammil, 2015) Tại Việt Nam, tình trạng thâm hụt cán cân thương mại kéo dài suốt nhiều năm qua; tiếp tục kéo dài khơng kiểm sốt gây ảnh hưởng tiêu cực đến kinh tế Do đó, việc nghiên cứu phân tích nhân tố tác động đến cán cân thương mại có ý nghĩa vơ quan trọng, qua đưa giải pháp nhằm điều chỉnh cán cân thương mại để kích thích tăng trưởng kinh tế, nâng cao tính cạnh tranh kinh tế Việt Nam Trong thực tế, mặt lý thuyết, giảm giá tăng giá danh nghĩa tỷ giá hối đoái giả định làm thay đổi tỷ giá hối đối thực tác động trực tiếp đến cán cân thương mại (Himarios, 1989; Bahmani-Oskooee, 2001); vậy, nhiều nghiên 57 v) Liên quan đến giá lượng giới; khác với nghiên cứu Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013), nghiên cứu lại tìm thấy chứng mối liên kết chiều giá dầu thô cán cân thương mại dài hạn Tương tự biến thu nhập nước ngoài, mối quan hệ nhân mức ý nghĩa 1% chạy từ giá dầu đến cán cân thương mại ghi nhận vi) Cuối cùng, lạm phát ngắn hạn dài hạn tăng cao có xu hướng cải thiện tình trạng cán cân thương mại Việt Nam Nghiên cứu cịn tìm thấy mối quan hệ nhân hai chiều xuất phát từ cán cân thương mại đến lạm phát Ngồi ra, kiểm định chẩn đốn kiểm định tính ổn định tham số hồi quy xác định tính phù hợp mơ hình nghiên cứu Các kết bổ sung vào kho tàng học thuật trước Việt Nam liên quan đến chủ đề cán cân thương mại Có thể thấy, sách tiền tệ lượng cần xem trọng, biến đổi biến số vĩ mơ ảnh hưởng đến tình hình thương mại Việt Nam Với mối quan hệ chiều thu nhập nội địa cán cân thương mại, tác giả đề xuất thực sách kích cầu, nới lỏng tiền tệ nhằm nâng cao thu nhập người dân nhằm cải thiện cán cân thương mại dài hạn TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Ahad, M., &Muzammil, M (2015) Impact of financial development on trade balance: An ardl cointegration and causality approach for Pakistan, MPRA Paper, No 68829 [2] Alexander, S.S (1952) Effects of a Devaluation on A Trade Balance, International Monetary Fund Staff Papers,2, pp.263-278 [3] Alexander, S.S (1959) Effects of a Devaluation: A Simplified Synthesis of Elasticities and Absorption Approaches American Economic Review, 49, pp 1-42 [4] Akoto Linda (2016) An Empirical Analysis of The Determinants of Trade Balance In Post-Liberalisation GHANA [5] Bahmani-Oskooee, M (1991) Is there a long-run relation between the trade balance and the real effective exchange rate of LDCs? Economics Letters, 36, 403± 7) [6] Brooks, (1999) Bilateral J-curve between US and her trading partners [7] Bahmani-Oskooee, M (2001) Nominal and Real Effective Exchange Rates of Middle Eastern Countries and their trade performance Applied Economics,33(1), 103-111 [8] Corsetti and etl (2006) Productivity, external balance and exchange rates: Evidence on the transmission mechanism among G7 countries [9] Duasa, J (2007) Determinants of Malaysian Trade Balance: An ARDL Bound Testing Approach Journal of Economic Cooperation, 28 (3), 21-40 [10] Friedman, M (2002) Economic freedom behind the scenes Economic Freedom of the World Report: 2002 Annual Report Cato Institute [11] Ghironi F Melitz MJ (2005) International trade and macroeconomic dynamics with heterogeneous firms [12] Goldstein, M and Khan, M S (1985) Income and price effects in foreign trade Handbook of international economics, 2, 1041-1105 [13] Guerrieri and etl, (2005) Expansionary Fiscal Shocks and the US Trade Deficit [14] Harberger, A.C (1950) Currency Depreciation, Income and the Balance of Trade, Journal of Political Economy, 58 Pp 47-60 [15] Hassan, S A., & Zaman, K (2012) Effect of oil prices on trade balance: New insights into the cointegration relationshipfrom Pakistan Economic Modelling, 29, 2125–2143 [16] Himarios, D (1989) Do Devaluations Improve the Trade Balance The Evidence Revisited Economic Inquiry, 27, 143-168 [17] Hunt B and A Rebucci (2005) The US Dollar and the Trade Deficit: What Accounts for the Late 1990s? [18] Johansen, S (1988) Statistical Analysis of Cointegration Vectors Journal of economic dynamics and control, 12(2), 231-254 [19] Johansen, S and Juselius, K (1990) Maximum likelihood estimation and inference on cointegration with applications to the demand for money Oxford Bulletin of Economics and statistics, 52(2), 169-210 [20] Kandil MME (2009) Determinants of Inflation in Gulf Cooperation Council (GCC) [21] Korap (2011) An empirical model for the Turkish trade balance: new evidence from ARDL bounds testing analyses [22] Kim, M and Beladi, H (2005) Is free trade deflationary? Economics Letters, 89(3), 343- 349 [23] Korap, L, Alacahan D N and Irhan B H (2011) An empirical model for the Turkish trade balance: New evidence from ARDL Bouds testing analyses Istanbul University Department of Economics Econometrics and Statistics, 14, 38-61 [24] Kilian, L, Rebucci, A and Spatafora, N (2009) Oil shocks and External balances [25] Lal and Lowinger, (2002): Nominal effective exchange rate and trade balance adjustment in South Asia countries [26] Liew and etl (2003) : The inadequacy of linear autoregressive model for real exchange rates: empirical evidence from Asian economies [27] Meade, J.E (1951) The Balance of Payments Oxford; Oxford University Press Mohammad, D S (2010) Determinants of Balance of Trade: Case study of Pakistan European Journal of Scientific Research, 41(1), 13-20 [28] Mendoza, EG (1991) Real business cycles in a small open economy [29] Mohammad, S D (2010) Determinant of balance of trade: Case study of Pakistan European Journal of Scientific Research, 41(1), 13–20 [30] Mohaddes K and Raissi M (2018) Compilation, Revision and Updating of the Global VAR (GVAR) Database, 1979Q2-2016Q4 [31] Naiya II Manap TAA (2013) Structural transformation, poverty and inequality in Nigeria: an ARDL bound testing technique [32] Nazeer, A., Shafi, K., Idrees, Z., & Hua, L (2015) Exchange rate and determinants of balance of trade, its impact on balance of payment American Journal of Business, Economics and Management, 3(1), 14–18 [33] Onaforowa, (2003) Exchange rate and trade balance in East Asia: is there a Jcurve [34] Pesaran H and Shin, Y (1998) Generalized Impulse Response Analysis in Linear Multivariate Models Economic Letters, 58(1), 17-29 [35] Pesaran, M H, Shin, Y, and Smith, R J (2001) Bounds Testing Approaches to the Analysis of Level Relationships Journal of Applied Econometrics, 16(February 1999), pp 289–326 [36] Rose, A K and Yellen, J L (1989) Is there a J-curve? Journal of Monetary economics, 24(1), 53-68 [37] Rose, A K (1991) The role of exchange rates in a popular model of international trade: Does the „Marshall–Lerner condition hold? Journal of international economics, 30(3), 301-316 [38] Shawa, M J., & Shen, Y (2013) Analysis of the determinants of trade balance: Case study of Tanzania International Journal of Business and Economics Research, 2(6), 134–141 [39] Yuen-Ling, N., Wai-Mun, H., &Geoi-Mei, T (2008) Real exchange rate and trade balance relationship: An empirical study on Malaysia International Journal of Business and Management, 3(8), 130–137 [40] Waliullah, K, Khan M, Kakar, R and Khan W (2010) The Determinants of Pakistan‟s Trade Balance: An ARDL Cointegration Approach The Lahore Journal of Economic 15(1), 1-26 [41] Đỗ Thị Mỹ Hương Đặng Thị Xuân Thơm, (2018) Tỷ giá cán cân thương mại Việt Nam: chứng từ phân tích liệu theo chuỗi thời gian [42] Lê Hoàng Phong Đặng Thị Bạch Vân (2016) : Tác động nhân tố kinh tế vĩ mô đến cán cân thương mại Việt Nam Tạp chí cơng nghệ ngân hàng, 123 [43] Lê Việt Trung & Nguyễn Thị Thúy Vinh.(2011) The impact of oil prices, real effective exchange rate and inflation on economic activity Novel Evidence foe Vietnam Research Institute for Economic and Business Administration, Knobe University [44] Nguyễn Hữu Tuấn, Nguyễn Huỳnh Minh, Nguyệt Mai Diễm Phương, Dương Thảo Nguyên, Đỗ Thanh Hà, & Lâm Ngọc Phương Thảo (2014) Tác động tỷ giá hối đoái thu nhập quốc dân đến cán cân thương mại: Tiếp cận theo mơ hình VECM Phát triển & Hội nhập, 15(25), 22–28 [45] Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013) Tác động cú sốc giá dầu lên cán cân thương mại VN số khuyến nghị Tạp chí phát triển kinh tế, 276, 25–37 [46] Tô Trung Thành.(2016) Các yếu tố tác động đến cán cân thương mại Việt Nam giai đoạn 1977–2015: Mơ hình VECM Tạp chí Kinh tế Phát triển, 234 PHỤ LỤC A Kết hồi quy ARDL kiểm định đường bao (bound test) ARDL Long Run Form and Bounds Test Dependent Variable: D(TB) Selected Model: ARDL(1, 0, 3, 1, 3, 0, 0) Case 2: Restricted Constant and No Trend Date: 08/29/18 Time: 18:17 Sample: 1998Q4 2016Q4 Included observations: 70 Conditional Error Correction Regression Variable Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob C -9.697086 3.361610 -2.884655 0.0056 TB(-1)* -0.484837 0.086802 -5.585565 0.0000 Y** 2.340653 0.887939 2.636053 0.0109 YF(-1) -2.329000 1.164531 -1.999946 0.0505 M(-1) -0.413932 0.124980 -3.311987 0.0016 OIL(-1) 0.086336 0.041158 2.097671 0.0405 EX** 0.045993 0.208111 0.221001 0.8259 CPI** 2.860480 0.921637 3.103696 0.0030 D(YF) -3.603029 1.525316 -2.362152 0.0217 D(YF(-1)) 0.881275 1.464614 0.601712 0.5498 D(YF(-2)) 5.021853 1.370700 3.663713 0.0006 D(M) 0.052851 0.192527 0.274511 0.7847 D(OIL) -0.001631 0.055041 -0.029628 0.9765 D(OIL(-1)) -0.163715 0.054980 -2.977698 0.0043 D(OIL(-2)) -0.089218 0.056582 -1.576777 0.1206 * p-value incompatible with t-Bounds distribution ** Variable interpreted as Z = Z(-1) + D(Z) Levels Equation Case 2: Restricted Constant and No Trend Variable Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob Y 4.827709 1.951828 2.473430 0.0165 YF -4.803673 2.491900 -1.927715 0.0591 M -0.853755 0.270903 -3.151517 0.0026 OIL 0.178071 0.087516 2.034729 0.0467 EX 0.094863 0.426779 0.222276 0.8249 CPI 5.899877 2.042876 2.888024 0.0055 C -20.00070 7.284960 -2.745479 0.0081 EC = TB - (4.8277*Y -4.8037*YF -0.8538*M + 0.1781*OIL + 0.0949*EX + 5.8999*CPI -20.0007 ) Null Hypothesis: No levels relationship F-Bounds Test Test Statistic Value Signif I(0) I(1) Asymptoti F-statistic k 5.064938 10% c: n=1000 1.99 2.94 5% 2.27 3.28 2.5% 2.55 3.61 1% 2.88 3.99 Finite Actual Sample Size 70 Sample: n=70 10% 2.1 3.121 5% 2.451 3.559 1% 3.18 4.596 ARDL Long Run Form and Bounds Test Dependent Variable: D(TB) Selected Model: ARDL(4, 0, 0, 3, 3, 1, 0) Case 5: Unrestricted Constant and Unrestricted Trend Date: 11/02/18 Time: 21:41 Sample: 1998Q4 2016Q4 Included observations: 69 Conditional Error Correction Regression Variable C @TREND TB(-1)* EX** Y** YF(-1) OIL(-1) M(-1) CPI** D(TB(-1)) D(TB(-2)) D(TB(-3)) D(YF) D(YF(-1)) D(YF(-2)) D(OIL) D(OIL(-1)) D(OIL(-2)) Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob 4.052982 7.895546 0.031494 0.013282 0.825666 0.151809 0.415101 0.250855 0.457373 1.255438 2.088457 1.150961 0.174590 0.052839 0.449797 0.152329 0.759711 1.370109 0.225338 0.135708 0.253021 0.128114 0.191772 0.118519 1.848140 1.690616 1.199197 1.486608 5.152878 1.416153 0.066029 0.062958 0.180982 0.053938 0.109486 0.056715 0.513325 0.6100 2.371239 0.0216 -5.438855 0.0000 1.654744 0.1042 0.364314 0.7172 -1.814533 0.0756 3.304180 0.0018 -2.952808 0.554489 1.660460 1.974969 1.618071 0.0048 0.5817 0.1031 0.0538 0.1119 -1.093176 0.806667 3.638646 1.048773 0.2796 0.4237 0.0006 0.2993 -3.355390 0.0015 -1.930450 0.0592 D(M) 0.076958 0.214225 0.359241 0.7209 * p-value incompatible with t-Bounds distribution * Variable interpreted as Z = Z(-1) + D(Z) Levels Equation Case 5: Unrestricted Constant and Unrestricted Trend Variable EX Y YF OIL M CPI Coefficie nt Std Error t-Statistic Prob 0.502747 0.264328 1.901982 0.0629 0.553944 1.559524 0.355201 0.7239 2.529421 1.474687 -1.715226 0.0925 0.211453 0.057070 3.705175 0.0005 0.544769 0.198130 -2.749550 0.0083 0.920119 1.725713 0.533182 0.5963 EC = TB - (0.5027*EX + 0.5539*Y -2.5294*YF + 0.2115*OIL -0.5448*M + 0.9201*CPI ) Null Hypothesis: No levels relationship F-Bounds Test Test Statistic Value Signif I(0) I(1) Asymptoti c: n=1000 F-statistic k Actual Sample Size 5.99542 69 10% 5% 2.5% 1% 2.53 2.87 3.19 3.6 Finite Sample: n=70 10% 2.683 5% 3.107 1% 4.07 3.59 4.38 4.9 3.807 4.343 5.534 Finite Sample: n=65 10% 2.69 5% 3.137 1% 4.111 3.83 4.363 5.586 Null Hypothesis: No levels t-Bounds Test relationship Test Statistic Value t-statistic 5.438855 Signif I(0) I(1) 10% 5% 2.5% 1% -3.13 -3.41 -3.65 -3.96 -4.37 -4.69 -4.96 -5.31 B Các kiểm định chẩn đoán B.1 Phân phối chuẩn (Normality test) Series: Residuals Sample 1999Q3 2016Q4 Observations 70 Mean 7.88e-16 Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis Jarque-Bera -0.10 -0.05 0.00 0.05 0.10 -0.001538 0.120727 -0.093337 0.045162 0.235961 2.773328 0.799434 Probability 0.670510 B.2 Dạng hàm (Functional Form) Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED Specification: TB TB(-1) Y YF YF(-1) YF(-2) YF(-3) M M(-1) OIL OIL(-1) OIL( -2) OIL(-3) EX CPI C Omitted Variables: Squares of fitted values Probabilit t-statistic Value 1.845396 df 54 y 0.0705 F-statistic 3.405486 (1, 54) 0.0705 Likelihood ratio 4.280908 0.0385 F-test summary: Sum of Mean Test SSR Sq 0.008349 df Squares 0.008349 Restricted SSR 0.140736 55 0.002559 Unrestricted SSR 0.132387 54 0.002452 LR test summary: Value Restricted LogL 118.0021 Unrestricted LogL 120.1425 B.3 Phương sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity) Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey Null hypothesis: Homoskedasticity F-statistic Obs*R-squared 0.738335 Prob F(14,55) 11.07446 Prob Chi-Square(14) 0.7272 0.6802 Scaled explained SS 6.061928 Prob Chi-Square(14) 0.9649 B.4 Tương quan chuỗi (Serial correlation LM) Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: Null hypothesis: No serial correlation at up to lags F-statistic 0.196228 Prob F(2,53) 0.8224 Obs*R-squared 0.514528 Prob Chi-Square(2) 0.7732 C Kiểm định nhân Granger Pairwise Granger Causality Tests Date: 08/29/18 Time: 18:34 Sample: 1998Q4 2016Q4 Lags: Null Hypothesis: EX does not Granger Cause TB TB does not Granger Cause EX Obs 70 FStatistic Prob 3.37490 0.0237 0.96667 0.4141 OIL does not Granger Cause TB 70 TB does not Granger Cause OIL M does not Granger Cause TB 70 TB does not Granger Cause M CPI does not Granger Cause TB 70 TB does not Granger Cause CPI YF does not Granger Cause TB 70 TB does not Granger Cause YF Y does not Granger Cause TB 70 TB does not Granger Cause Y OIL does not Granger Cause EX 70 EX does not Granger Cause OIL M does not Granger Cause EX 70 EX does not Granger Cause M CPI does not Granger Cause EX 70 EX does not Granger Cause CPI YF does not Granger Cause EX 70 EX does not Granger Cause YF Y does not Granger Cause EX 70 EX does not Granger Cause Y M does not Granger Cause OIL 70 OIL does not Granger Cause M CPI does not Granger Cause OIL OIL does not Granger Cause CPI 70 2.83234 0.0453 0.95236 0.4209 1.69720 0.1766 1.14198 0.3391 2.54182 0.0642 4.79069 0.0045 4.37265 0.0074 1.30993 0.2790 4.31335 0.0079 3.16329 0.0305 5.07512 0.0033 1.18226 0.3237 3.27306 0.0268 1.99708 0.1235 8.38694 9.E-05 3.63161 0.0175 4.82688 0.0044 3.28801 0.0263 8.05629 0.0001 0.81255 0.4917 2.32842 0.0830 0.40676 0.7487 0.83803 0.4781 2.22791 0.0936 YF does not Granger Cause OIL 70 OIL does not Granger Cause YF Y does not Granger Cause OIL 70 OIL does not Granger Cause Y CPI does not Granger Cause M 70 M does not Granger Cause CPI YF does not Granger Cause M 70 M does not Granger Cause YF Y does not Granger Cause M 70 M does not Granger Cause Y YF does not Granger Cause CPI 70 CPI does not Granger Cause YF Y does not Granger Cause CPI 70 CPI does not Granger Cause Y Y does not Granger Cause YF YF does not Granger Cause Y 70 0.89867 0.4470 1.56109 0.2076 0.91069 0.4410 2.68754 0.0539 1.03002 0.3854 6.69769 0.0005 5.21280 0.0028 1.34495 0.2678 1.71690 0.1725 2.46132 0.0707 4.68030 0.0052 4.69062 0.0051 5.13134 0.0031 1.50852 0.2210 3.92822 0.0124 1.96149 0.1288 ... thiện cán cân thương mại 2.2 Các lý thuyết truyền thống liên quan đến yếu tố xác định cán cân thương mại Lý thuyết cán cân thương mại cán cân tài khoản vãng lai quan tâm đến yếu tố kinh tế định cán. .. đến yếu tố xác định cán cân thương mại 2.2.1 Năng suất cán cân thương mại 2.2.2 Thu nhập cán cân thương mại 2.2.3 Tỷ giá, hiệu ứng giá tương đối cán cân thương mại. .. Việt Nam ? iv) Mức giá có phải yếu tố xác định quan trọng cán cân thương mại Việt Nam khơng ? v) Giá dầu có phải yếu tố xác định quan trọng cán cân thương mại Việt Nam không ? Phần nghiên cứu gồm