Phương pháp của Perasan và Shin tránh được việc phân nhóm các biến thành
I(0) hay I(1), và không giống với các kiểm định đồng liên kết tiêu chuẩn, phương
pháp này không cần thực hiện tiền kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Pre-
testing). Theo phương pháp Pesaran và Shin, ước lượng phương trình (2.2) được thực hiện qua hai bước:
- Bước 1. Giả thiết không là không tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến
TBj,t, YTH,t, Yj,t và REXj,t , nghĩa là H0: 1= 2= 3= 4=0. Giả thiết đối H1: 1≠0,
2≠0, 3≠0, 4≠0.
Thống kê kiểm chứng giả thiết không tương tự như kiểm định F, nhưng không
cần quan tâm các biến là I(0) hay I(1). Trong nghiên cứu của Pesaran và cộng sự
(1996) đã thiết lập 2 tập giá trị. Một tập giả định tất cả các biến là I(1) và tập kia giả
định rằng tất cả là I(0). Điều này cung cấp một dãy bao gồm tất cả cách phân loại có
thể của các biến vào I(1) và I(0) hoặc ngay cả phối hợp ở mức độ nhỏ. Nếu giá trị
kiểm định F lớn hơn giá trị biên trên, giả thuyết không bị bác bỏ, nghĩa là các biến
có đồng liên kết. Nếu giá trị kiểm định F nhỏ hơn giá trị biên dưới thì chấp nhận giả
thuyết không, nghĩa là không có đồng liên kết giữa các biến. Tuy nhiên, nếu kiểm định F nằm vào khoảng giữa hai biên thì không thể kết luận được và cần phải kiểm định trước tính dừng của các biến.
- Bước 2. Ước lượng phương trình (2.2) theo mô hình hiệu chỉnh sai số hoặc mô hình phân phối độ trễ của các biến.
3.1.2 Mô hình nghiên cứu
Trong bài nghiên cứu “Đường cong chữ J song phương giữa Thái Lan và các
đối tác thương mại lớn” năm 2001, hai nhà kinh tế học Mohsen Bahmani-Oskooee và Tatchawan Kantipong thuộc Khoa Kinh tế và Trung tâm Nghiên cứu Kinh tế Quốc tế trường Đại học Wisconsin-Milwaukee _ Mỹ đã thiết kế mô hình cán cân thương mại dựa trên mô hình chuẩn của Rose và Yellen năm 1989 về thương mại song phương giữa hai quốc gia để kiểm chứng hiện tượng đường cong chữ J giữa
Thái Lan và năm đối tác thương mại lớn nhất: Đức, Nhật, Singapore, Anh và Mỹ.
Mô hình sử dụng số liệu được thống kê theo từng quý, trong khoảng thời gian từ quý 1 năm 1973 đến quý 4 năm 1997, được thể hiện dưới dạng phương trình hồi quy tuyến tính logarithm như sau:
ln TBjt = a + b ln YTHt+ c ln Yjt+ d ln REXjt + εt
TBj : Là một thước đo đánh giá cán cân thương mại, được định nghĩa là tỷ lệ giữa xuất khẩu của Thái Lan đến quốc gia j và nhập khẩu của Thái Lan từ quốc gia j.
YTH : Đo lường thu nhập thực của Thái Lan, được thể hiện dưới hình thức chỉ
số (Index).
Yj : Là chỉ số thu nhập thực của đối tác thương mại j.
REXj : Là tỷ giá hối đoái thực song phương giữa đồng Baht của Thái Lan và
đồng tiền của từng đối tác thương mại. Chỉ số này được tác giả tính toán bằng công
thức: REXj = Pj.NEXj/PTH.
Trong đó, PTH là CPI của Thái Lan; Pj là CPI của đối tác thương mại; NEXj là
tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương, được định nghĩa là giá đồng Baht so với một đơn vị tiền tệ của đối tác thương mại j. Như vậy, sự tăng lên của REX phản ánh sự giảm giá thực của đồng Baht.
Trong bài luận văn này, tác giả kế thừa mô hình nghiên cứu của Bahmani- Oskooee và Kantipong vì Bahmani-Oskooee là nhà kinh tế học đã có nhiều nghiên cứu có giá trị về đường cong chữ J. Bên cạnh đó, nghiên cứu về Thái Lan là một quốc gia châu Á có khá nhiều điểm tương đồng về thương mại quốc tế với Việt Nam.
Mô hình thực nghiệm nghiên cứu hiệu ứng đường cong chữ J song phương
giữa Việt Nam và bảy đối tác thương mại lớn: Úc, Trung Quốc, Nhật, Hàn Quốc,
Singapore, Thái Lan và Mỹ trong khoảng thời gian 23 năm từ năm 1990 đến năm 2012.
Mô hình cụ thể như sau:
ln TBjt = a + b ln YVN,t+ c ln Yjt + d ln REXjt + εt
trong đó:
TBj : Đo lường cán cân thương mại Việt Nam, định nghĩa là tỷ lệ giữa xuất
Có ba lý do chọn lựa định nghĩa cán cân thương mại là tỷ số giữa xuất khẩu và nhập khẩu (thay vì là hiệu số giữa xuất khẩu và nhập khẩu như một số nghiên cứu truyền thống trước đây):
- Thứ nhất, điều này giúp cho chúng ta có thể biểu diễn cán cân thương mại dưới hình thức logarithm. Nếu định nghĩa là hiệu số giữa xuất khẩu và nhập khẩu, thì trong trường hợp cán cân thương mại thâm hụt mang giá trị âm sẽ không tính được logarithm.
- Thứ hai, việc tính toán dưới hình thức tỷ lệ như thế này sẽ không bị ảnh hưởng của đơn vị đo lường. Trong một số nghiên cứu trước đây đã cho thấy rằng kết quả có thể bị ảnh hưởng bởi đơn vị đo lường (Ví dụ như nghiên cứu của Mies_1979 và Himarios_1989).
- Cuối cùng, nghiên cứu Bahmani-Oskooee và Brooks (1999) đã cho thấy việc sử dụng tỷ lệ để đo lường tỷ lệ phản ánh được cán cân thương mại thực và cán cân thương mại danh nghĩa.
YVN : Đo lường thu nhập thực của Việt Nam, được thể hiện dưới hình thức chỉ
số (Index) để không bị phụ thuộc vào đơn vị đo lường. Tác giả tính toán chỉ số tăng trưởng GDP thực của Việt Nam tại thời điểm t so với năm gốc 2005.
Yj : Là chỉ số tăng trưởng GDP thực của đối tác thương mại j tại thời điểm t so
với năm gốc 2005.
REXj : Là tỷ giá hối đoái thực song phương giữa Việt Nam và đối tác thương
mại j, được tính toán bằng công thức: REXj = Pj.NEXj/PVN
Trong đó, PVN là CPI của Việt Nam; Pj là CPI của đối tác thương mại j; và
NEXj là tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương của Việt Nam với từng đối tác
3.2 Dữ liệu nghiên cứu 3.2.1 Nguồn dữ liệu 3.2.1 Nguồn dữ liệu
Trong bài luận văn này, tác giả sử dụng nguồn dữ liệu thứ cấp của Quỹ Tiền tệ Thế giới IMF. Số liệu dùng để tính toán chủ yếu là Direction Of Trade Statistics (DOTS) và International Financial Statistics (IFS), được thống kê theo từng năm, trong khoảng thời gian 23 năm từ năm 1990 đến năm 2013.
3.2.2 Quy trình xử lý dữ liệu đầu vào Cán cân thƣơng mại TBj Cán cân thƣơng mại TBj
- Số liệu giá trị xuất khẩu và nhập khẩu của Việt Nam đối với bảy đối tác thương mại giai đoạn 1990 – 2013 được thể hiện ở nguồn DOTS của IMF.
- Tác giả tính toán tỷ lệ giữa xuất khẩu của Việt Nam tới từng đối tác và nhập khẩu của Việt Nam từ mỗi đối tác này, sau đó thực hiện lấy logarithm tự nhiên.
Bảng 3.1 Logarithm Cán cân thƣơng mại song phƣơng
Việt Nam và bảy đối tác thƣơng mại lớn (Giai đoạn 1990 – 2012) Năm VN – Úc VN – Trung Quốc VN – Nhật VN – Hàn Quốc VN – Singapore VN – Thái Lan VN – Mỹ 1990 (0,3283) 0,5260 0,7002 (0,6865) (0,9381) 1,1240 (4,7292) 1991 (0,6160) 0,0490 1,5179 (1,0863) (0,5301) 1,4006 (4,7593) 1992 0,3002 1,0995 1,2478 (0,8142) (0,7157) 0,5507 (2,8894) 1993 0,5923 0,4625 0,7281 (1,5778) (1,0235) (0,3270) (4,1844) 1994 (0,3281) 0,7180 0,6999 (2,1204) (0,6579) (0,8379) 0,7609 1995 (0,5974) 0,0931 0,4672 (1,6728) (0,7257) (1,4681) 0,2638 1996 (0,7181) 0,0335 0,2046 (1,1602) (0,4547) (1,5275) (0,1855) 1997 0,1793 0,1591 0,1044 (1,3222) (0,5597) (0,8938) 0,1311 1998 0,6191 (0,1571) 0,0219 (1,8247) (0,9749) (0,8242) 0,3623 1999 1,3287 0,1034 0,0987 (1,5359) (0,7624) (0,5860) 0,4447 2000 1,4669 0,0922 0,1126 (1,6040) (1,1123) (0,7784) 0,7000 2001 1,3637 (0,1250) 0,1395 (1,5361) (0,8648) (0,8980) 0,9529 2002 1,5346 (0,3520) (0,0274) (1,5818) (0,9693) (1,4357) 1,6775 2003 1,6314 (0,5109) (0,0250) (1,6743) (1,0319) (1,3410) 1,2369 2004 1,4129 (0,4606) (0,0030) (1,7092) (0,8904) (1,2774) 1,4887 2005 1,6978 (0,6030) 0,0633 (1,6894) (0,8494) (1,0120) 1,9265 2006 1,2253 (0,8239) 0,1083 (1,5340) (1,2421) (1,1824) 2,0730 2007 1,2779 (1,2487) (0,0161) (1,4575) (1,2260) (1,2906) 1,7821 2008 1,1646 (1,1919) 0,0272 (1,3975) (1,2400) (1,3369) 1,5022 2009 0,7739 (1,2087) (0,1714) (1,2176) (0,7160) (1,2713) 1,3280 2010 0,6276 (1,0076) (0,1542) (1,1495) (0,6592) (1,5553) 1,3297 2011 0,1709 (0,7933) 0,0360 (1,0275) (1,0282) (1,2703) 1,3184 2012 0,6037 (0,8431) 0,1183 (1,0239) (1,0387) (0,7155) 1,4047
(Nguồn: Số liệu của Direction of Trade Statistics_IMF, tính toán của tác giả)
Chỉ số tăng trƣởng GDP YTH và Yj
Số liệu tăng trưởng GDP thực của Việt Nam và của bảy đối tác thương mại trong giai đoạn 1990 – 2012 được IMF thể hiện ở IFS dưới hình thức chỉ số (Index) được quy về kỳ gốc năm 2005. Tác giả thực hiện lấy logarithm tự nhiên.
Bảng 3.2 Logarithm Chỉ số tăng trƣởng GDP Việt Nam và bảy đối tác thƣơng mại lớn
Giai đoạn 1990 – 2012
(Năm gốc 2005)
Năm Việt
Nam Úc
Trung
Quốc Nhật Quốc Hàn Singapore Thái Lan Mỹ 1990 (1,0913) (0,5075) (1,4578) (0,1723) (0,8240) (0,9629) (0,6807) (0,4518) 1991 (1,0349) (0,5182) (1,3700) (0,1397) (0,7342) (0,9006) (0,5986) (0,4548) 1992 (0,9514) (0,4909) (1,2369) (0,1307) (0,6772) (0,8359) (0,5208) (0,4217) 1993 (0,8738) (0,4522) (1,1061) (0,1296) (0,6176) (0,7203) (0,4415) (0,3935) 1994 (0,8350) (0,4057) (0,9832) (0,1206) (0,5357) (0,6123) (0,3555) (0,3536) 1995 (0,6980) (0,3732) (0,8795) (0,1013) (0,4480) (0,5349) (0,2671) (0,3288) 1996 (0,6087) (0,3313) (0,7841) (0,0756) (0,3803) (0,4564) (0,2098) (0,2921) 1997 (0,5303) (0,2898) (0,6952) (0,0597) (0,3349) (0,3763) (0,2236) (0,2485) 1998 (0,4743) (0,2398) (0,6198) (0,0800) (0,4059) (0,3902) (0,3346) (0,2058) 1999 (0,4277) (0,1987) (0,5464) (0,0820) (0,3040) (0,3206) (0,2911) (0,1587) 2000 (0,3620) (0,1656) (0,4654) (0,0597) (0,2196) (0,2338) (0,2447) (0,1181) 2001 (0,2953) (0,1406) (0,3857) (0,0561) (0,1807) (0,2447) (0,2233) (0,1074) 2002 (0,2269) (0,1008) (0,2988) (0,0532) (0,1116) (0,2035) (0,1715) (0,0894) 2003 (0,1561) (0,0707) (0,2032) (0,0365) (0,0840) (0,1588) (0,1035) (0,0643) 2004 (0,0810) (0,0306) (0,1071) (0,0132) (0,0388) (0,0711) (0,0436) (0,0302) 2005 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 2006 0,0791 0,0269 0,1194 0,0167 0,0505 0,0827 0,0542 0,0262 2007 0,1603 0,0722 0,2518 0,0381 0,1003 0,1691 0,1023 0,0452 2008 0,2215 0,0985 0,3438 0,0273 0,1230 0,1864 0,1267 0,0418 2009 0,2733 0,1126 0,4319 (0,0295) 0,1262 0,1785 0,1039 0,0106 2010 0,3390 0,1384 0,5414 0,0162 0,1875 0,3163 0,1791 0,0343 2011 0,3961 0,1624 0,6308 0,0107 0,2236 0,3667 0,1796 0,0522 2012 0,3632 0,1979 0,7058 0,0300 0,2439 0,3798 0,2427 0,0741
Chỉ số tỷ giá hối đoái song phƣơng thực REXj:
- Số liệu chỉ số giá tiêu dùng CPI hàng năm của Việt Nam và 7 đối tác thương
mại lớn: Úc, Trung Quốc, Nhật, Hàn Quốc, Singapore, Thái Lan và Mỹ trong giai đoạn 1990 – 2012 được IMF, tác giả tính toán quy về kỳ gốc năm 2005.
- Số liệu tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương của Việt Nam với từng đối
tác thương mại NEXj được tác giả tính toán trên cơ sở tỷ giá theo phương pháp yết
giá trực tiếp với đồng tiền yết giá là đồng đô la Mỹ.
- Tỷ giá hối đoái thực song phương giữa Việt Nam và đối tác thương mại
REXj được tác giả tính toán bằng công thức: REXj = Pj.NEXj/PVN.
- Tác giả thực hiện lấy logarithm tự nhiên Tỷ giá hối đoái thực song phương
giữa Việt Nam và các đối tác thương mại lớn giai đoạn 1990 – 2012 với năm gốc 2005.
Bảng 3.3 Logarithm Tỷ giá hối đoái thực song phƣơng giữa Việt Nam và các đối tác thƣơng mại lớn
Giai đoạn 1990 – 2012
(Năm gốc 2005)
Năm Úc Trung Quốc Nhật Hàn Quốc Singapore Thái Lan Mỹ
1990 0,1411 0,2652 0,1536 0,1971 0,1992 0,3857 0,0852 1991 0,0920 0,1144 0,1796 0,1718 0,2022 0,3653 0,0480 1992 (0,0094) 0,0883 0,2059 0,1182 0,2311 0,3581 0,0256 1993 (0,1705) 0,0784 0,2465 0,0346 0,1598 0,2918 (0,0474) 1994 (0,1832) (0,2113) 0,2336 (0,0097) 0,1425 0,2437 (0,1257) 1995 (0,2373) (0,1368) 0,2023 (0,0381) 0,1212 0,1965 (0,2112) 1996 (0,2130) (0,1081) 0,0025 (0,0879) 0,0844 0,1802 (0,2380) 1997 (0,2377) (0,0517) (0,0607) (0,1863) 0,0783 0,0475 (0,1892) 1998 (0,3389) (0,0018) (0,0758) (0,4443) 0,0130 (0,0952) (0,1167) 1999 (0,2884) (0,0066) 0,0693 (0,2624) 0,0097 0,0066 (0,0858) 2000 (0,3183) 0,0291 0,1514 (0,1569) 0,0395 (0,0034) (0,0194) 2001 (0,3467) 0,0794 0,0660 (0,2064) 0,0538 (0,0466) 0,0514 2002 (0,2685) 0,0711 0,0251 (0,1484) 0,0499 (0,0066) 0,0665 2003 (0,0809) 0,0658 0,0843 (0,0819) 0,0656 0,0294 0,0722 2004 0,0084 0,0443 0,0937 (0,0666) 0,0528 0,0280 0,0391 2005 - - - - - - - 2006 (0,0420) (0,0209) (0,1141) 0,0295 (0,0062) 0,0425 (0,0310) 2007 0,0136 (0,0004) (0,1988) 0,0088 (0,0055) 0,0851 (0,0757) 2008 (0,1371) (0,0486) (0,2505) (0,3119) (0,0749) (0,0226) (0,2339) 2009 (0,2143) (0,0611) (0,1870) (0,4544) (0,1190) (0,0824) (0,2599) 2010 (0,0221) (0,0176) (0,1285) (0,3239) (0,0249) 0,0310 (0,2417) 2011 0,0544 0,0076 (0,1103) (0,3167) 0,0327 0,0326 (0,2848) 2012 0,0040 (0,0145) (0,1820) (0,3827) 0,0120 (0,0286) (0,3360)
(Nguồn: Số liệu của International Financial Statistics_IMF, tính toán của tác giả)
3.3 Phƣơng pháp kiểm định
Xác định phản ứng trong ngắn hạn và dài hạn của việc giảm giá đồng nội tệ Việt Nam lên cán cân thương mại song phương với bảy đối tác thương mại lớn theo hiệu ứng đường cong chữ J, mô hình thực nghiệm với chuỗi thời gian 23 năm từ 1990 đến 2012, gồm các nội dung:
3.3.1 Kiểm định đồng liên kết mô hình cán cân thƣơng mại song phƣơng
Phương trình mô hình cán cân thương mại song phương trong dài hạn:
ln TBjt = a + b ln YVN,t + c ln Yjt + d ln REXjt + t (3.1)
Phương trình được đưa về dạng mô hình ARDL : LnTBj,t=a0+∑ n 1,i LnTBj,t-i
i=1 +∑ n 2,i LnYVN,t-i
i=1
+∑n a3,i LnYj,t-i
i=1 +∑n a4,i LnREXj,t-i +a LnTBj,t-1
i=1 .
+ a6LnTBVN,t-1+a LnYj,t-1+a8LnREXj,t-1+ t
(3.2)
- Thực hiện kiểm định đồng liên kết của mô hình với giả thiết không là
không tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến TBj,t , YVN,t , Yj,t và REXj,t :
H0: a5 = a6 = a7 = a8 = 0 H1: a5 ≠ a6 ≠ a7 ≠ a8 ≠0
So sánh kết quả tính toán thống kê t của kiểm định với tập giá trị tới hạn I(0) và I(1) theo phương pháp kiểm định biên để phân tích mối quan hệ của Pesaran, Shin và Smith (2001). Theo đó, cần chọn trường hợp giá trị của chuỗi là hằng số hay không hằng số, có xu hướng hay không. Nếu giá trị tuyệt đối của thống kê t lớn
hơn giá trị biên trên (Upper bound) thì bác bỏ giả thiết không, nghĩa là đồng liên kết
được xác định. Nếu giá trị tuyệt đối của thống kê t nhỏ hơn giá trị biên dưới (Lower
3.3.2 Kiểm định trạng thái ngắn hạn của mô hình cán cân thƣơng mại song phƣơng.
Phương trình (3.2) được viết lại dưới trạng thái ngắn hạn như sau:
LnTBj,t = a0+∑ n 1,i LnTBj,t-i
i=1 +∑ n 2,i LnYVN,t-i
i=1
+∑n a3,i LnYj,t-i
i=1 +∑n a4,i LnREXj,t-i
i=1 + t-1+ t
(3.3)
Kiểm định trạng thái ngắn hạn được ước lượng theo phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS. Thực hiện kiểm định cho từng đối tác thương mại với độ trễ ghi nhận được trong phần kiểm định đồng liên kết. Trong đó, hiệu chỉnh sai số
λECt-1 chính là sai số trong mô hình dài hạn.
Quan sát kết quả ý nghĩa thống kê của các hệ số mô phỏng ngắn hạn, nếu hệ số ngắn hạn không có ý nghĩa thì kết hợp với hiệu ứng dương hay âm khi phân tích dài hạn để đánh giá kết quả thực nghiệm. Bên cạnh đó, xem xét có sự thay đổi dấu từ âm sang dương trong hệ số của cán cân thương mại khi chuyển sang độ trễ bậc cao hơn không. Nếu điều này xảy ra, chứng tỏ trong ngắn hạn, cán cân thương mại đã sụt giảm trước khi được cải thiện.
3.3.3 Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn của mô hình cán cân thƣơng mại song phƣơng.
Mô hình cán cân thương mại song phương giữa Việt Nam và bảy đối tác thương mại lớn được ước lượng theo phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS.
Biến giả D1991, 1998 và D2009: Trong các năm 1991, 1998 và 2009, tốc độ tăng trưởng về xuất khẩu lẫn nhập khẩu của Việt Nam đều giảm so với các năm trước đó do tác động trực tiếp hoặc gián tiếp của của các cuộc khủng hoảng năm 1990, khủng hoảng tài chính tiền tệ Đông Nam Á năm 1997 và khủng hoảng kinh tế thế giới vào năm 2008. Do đó, các biến giả D1991, 1998 và D2009 được đưa vào
mô hình để đánh giá tác động của những cuộc khủng hoảng này đến các cán cân thương mại song phương.
Quan sát kết quả các hệ số hồi quy, nếu hệ số mang dấu dương chứng tỏ biến này đã có tác động tích cực đến cán cân thương mại song phương.
3.3.4 Kiểm định tính ổn định cấu trúc của mô hình cán cân thƣơng mại song phƣơng.
Kiểm định CUSUM và CUSUMQ được sử dụng để kiểm định tính ổn định cấu trúc của mô hình cán cân thương mại song phương giữa Việt Nam và các đối tác. Trong chương trình Eviews 6, hỗ trợ mặc định vẽ đồ thị kiểm định với mức ý nghĩa 5%. Nếu kết quả đồ thị nằm phía trong hai biên thì mô hình có tính ổn định về cấu trúc.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Trong chương 3, tác giả thiết lập mô hình nghiên cứu hiệu ứng đường cong chữ J song phương giữa Việt Nam và bảy đối tác lớn trong giai đoạn 1990 – 2012, dựa trên mô hình nghiên cứu của Bahmani-Oskooee và Kantipong năm 2001 đối với Thái Lan. Mô hình được thực hiện theo phương pháp kiểm định ARDL, phương pháp ARDL còn đưa ra các độ trễ tối ưu của các biến trong mô hình.
Mô hình hồi quy nghiên cứu gồm có biến phụ thuộc là cán cân thương mại song phương của Việt Nam (Tính theo tỷ lệ xuất khẩu trên nhập khẩu) và 3 biến độc lập là: GDP của Việt Nam, GDP của đối tác thương mại và tỷ giá hối đoái thực giữa hai quốc gia. Dữ liệu thứ cấp được sử dụng từ nguồn dữ liệu DOTS và IFS của Quỹ tiền tệ quốc tế IMF trong giai đoạn 23 năm từ 1990 đến 2012.
CHƢƠNG 4
NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Quá trình thực nghiệm mô hình được thực hiện trên chương trình Eview 6 và trình bày báo cáo ở Phụ lục 6.
4.1 Nội dung và kết quả nghiên cứu thực nghiệm
4.1.1 Kiểm định đồng liên kết của mô hình cán cân thƣơng mại trong dài hạn
Chương trình Eviews 6 hỗ trợ thực hiện kiểm định bằng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test) theo Im, Pesaran and Shin.
Phương pháp Pesaran, Shin và Smith cho phép so sánh kết quả với bảng tra cho thống kê F hoặc thống kê t. Trong bài luận văn, tác giả chọn thống kê t với bảng CII (iii), trường hợp III cho trường hợp “có hằng số và không xu hướng”, thực hiện
với 4 biến ΔLn TB, ΔLn YVN, ΔLn Yj và ΔLn REX. Ở mức ý nghĩa 5% và 10% có giá
trị tới hạn là (2,86; 3,99) và (2,57; 3,66).
Giá trị tuyệt đối của thống kê t cho 7 đối tác thương mại đều lớn hơn giá trị