3.3.1. Ki m đnh tính d ng đ i v i chu i d li u thông qua ki m đnh nghi m đ n v
ADF (Agumented Dickey – Fuller) và l a ch n kho ng tr phù h p
Granger và Newbold (1993) đư đ nh ngh a m t chu i d li u th i gian đ c g i là d ng khi giá tr trung bình, ph ng sai, hi p ph ng sai (t i các đ tr khác nhau) gi
nguyên không đ i cho dù chu i đ c xác đnh vào th i đi m nào đi n a. Chu i d ng có xu h ng tr v giá tr trung bình và nh ng giao đ ng quanh giá tr trung bình s là nh
nhau. B c đ u tiên trong m t phân tích h i quy s d ng d li u chu i th i gian là th c hi n ki m đ nh tính d ng đ ki m tra đ c đi m và tính ch t c a chu i d li u. Trong nghiên c u này, đ ki m tra các thu c tính c a chu i d li u th i gian, ki m đnh
Augmented Dickey Fuller (ADF) s đ c s d ng. Ki m đ nh nghi m đ n v đ c xem
xét đ xác đ nh tính d ng c a chu i th i gian m i bi n. Xét ph ng trình h i quy t
t ng quan nh sau: Yt= Yt-1 + ut (-1≤ ≤ 1) ( 3.2) Ta có gi thi t: H0: = 1 (Yt là chu i không d ng) H1: < 1 (Yt là chu i d ng) Ph ng trình (3.2) t ng đ ng v i ph ng trình (3.3) sau đây:
Yt – Yt-1 = Yt – Yt-1 + ut = ( – 1)Yt-1 + ut
ẤYt = Yt-1 + ut (3.3)
Nh v y gi thi t trên có th đ c vi t l i nh sau:
H0: = 0 (Yt là chu i không d ng) H1: < 0 (Yt là chu i d ng)
Trong ki m đ nh ADF, giá tr ki m đnh ADF không phân ph i chu n. Theo Dickey và Fuller (1981) cho r ng giá tr t c l ng c a h s Yt-1 s theo phân ph i xác su t (tau statistic, =giá tr c l ng c a h s Yt-1/sai s c a h s c l ng). Giá tr t i h n đ c xác đ nh d a trên b ng giá tr tính s n c a Mackinnon (1996). Giá
tr t i h n này c ng đ c tính s n khi đi m đ nh ADF b ng ph n m m Eviews. Ki m
đnh th ng kê đ c g i là ki m đnh Dickey –Fuller (DF). ki m đnh H0 ta so sánh giá tr th ng kê tính toán v i giá tr th ng kê tra b ng DF. Tuy nhiên, do có th có hi n t ng t ng quan chu i gi a các ut do thi u bi n, nên ng i ta th ng s d ng
ki m đnh DF m r ng là ADF (Augmented Dickey – Fuller Test). N u giá tr tuy t đ i
th ng kê l n h n giá tr ADF – critical thì bác b gi thi t H0, ngh a là Yt là m t
chu i d ng. Ng c l i, N u giá tr tuy t đ i th ng kê nh h n giá tr ADF – critical
thì ch a có c s bác b gi thi t H0, ngh a là Yt là m t chu i không d ng.(Phùng
Thanh Bình –H ng d n th c hành Eviews 6.0; trang 26,27)
3.3.2. Ki m đ nh đ ng liên k t
Vi c s d ng chu i d li u không có tính d ng, ki m đ nh đ ng liên k t đ c s
d ng đ ki m tra xem có t n t i b t k m t m i quan h cân b ng trong dài h n hay không. Engle và Grange (1987) cho r ng k t h p tuy n tính c a các chu i th i gian
không d ng có th là m t chu i d ng và các chu i th i gian không d ng đó đ c cho là
đ ng liên k t. N u hai bi n đ ng liên k t thì s t n t i d li u s a sai mà d li u này t o
ra các ph ng pháp hi u ch nh sai s . B i vì, th t s n u hai bi n đ ng liên k t thì m i
quan h đó s duy trì theo th i gian. K t h p đ ng tuy n tính d ng đ c g i là ph ng
trình đ ng liên k t và đ c gi i thích nh m i quan h cân b ng dài h n gi a các bi n.
Ngh a là, n u ph n d trong mô hình h i quy gi a các chu i th i gian không d ng là m t chu i d ng thì k t qu h i quy là th c là th hi n m i cân b ng dài h n gi a các
bi n trong mô hình. N u nh mô hình là đ ng liên k t thì s không x y ra h i quy gi
m o, khi đó các ki m đnh t và F v n có ý ngh a. Có nhi u ph ng pháp ki m đnh m i
quan h đ ng liên k t: ki m đnh Engle – Granger, ki m đ nh CRDW…và theo ph ng
pháp Var c a Johansen.
Do các bi n s d ng trong mô hình h i quy đ u d ng % và không d ng nên ph i ki m đ nh kh n ng x y ra các vecto đ ng liên k t gi a các dãy s th i gian.
Nghiên c u s d ng ph ng pháp VAR c a Johansen (1998) và Johansen –
Juseius (1990) đ ki m tra m i quan h cân b ng dài h n trong ph ng trình c a GDP
và FDI. ây là k thu t ki m đ nh đ c s d ng ph bi n nh t trong vi c áp d ng nguyên t c h p lý c c đ i nh m xác đ nh s t n t i c a các vecto đ ng liên k t gi a các
dãy s th i gian không d ng. Ph ng pháp Johansen có hai ki m đ nh t s h p lý là
ki m đnh giá tr v t và ki m đnh giá tr riêng c c đ i.
Ph ng trình giá tr v t (trace value):
trace (r) = (3.4)
Trong đó: T là t ng s quan sát; n: s bi n; trace (r) có phân ph i chi bình ph ng v i (n
– r) b c t do. Giá tr l n c a trace (r) s cho b ng ch ng đ i v i gi thuy t c a r ho c có
ít h n vector đ ng liên k t.
Ph ng trình giá tr riêng c c đ i:
max = -T. ln(1 – r+1) (3.5)
Trong ki m đnh giá tr riêng c c đ i, gi thi t H0: r = 0 vector đ ng liên k t
đ c ki m đnh ng v i gi thi t đ i H1: r = r +1 vector đ ng liên k t. N u giá tr ki m
đnh nghi m đ n v đ c tr ng g n v i 0, max s càng nh (Enders, 1995; Madala và Kim, 1998).
Trong ki m đnh Trace, gi thi t H0 cho r ng s vector đ ng liên k t khác bi t là nh h n ho c b ng 0 và bác b gi thuy t đ i H1: Có nhi uh n r vector đ ng liên k t.
T nh ng đi u trên, trace b ng 0 khi t t c j = 0. c l ng nghi m đ n v đ c tr ng
khác 0 càng nhi u, thì ln(1- j) càng âm và trace càng l n.
3.3.3. Mô hình vector hi u ch nh sai s VECM (Vector error correction model)
Yêu c u đ t ra khi h i quy mô hình v i các bi n là chu i th i gian là các chu i này ph i d ng. N u chu i ch a d ng thì ta dùng k thu t sai phân đ n khi có đ c chu i d ng. Tuy nhiên, khi h i quy giá tr sau khi đư sai phân, ta có th b sót nh ng thông tin dài h n trong m i quan h gi a các bi n. chính vì v y, ta ph i thêm ph n d E. V i mô hình 2 bi n
Y1 và Y2:
Y1 1 2Y2t 3 Et 1 t (3.6)
S h ng 3.Et-1 là ph n m t cân b ng. εô hình trên đ c g i là mô hình hi u ch nh
sai s VECε. ó là mô hình c l ng s ph thu c c a các m c thay đ i c a Y1 vào
m c thay đ i c a Y2 và m c cân b ng th i k tr c. Mô hình vector hi u ch nh sai s có d ng:
Xt Xt 1 1Xt 1 ... p1Xt p1 Ut (3.7)
Trong đó ẤXt là m t vector c a n bi n khác nhau
3.3.4. Ki m đnh m i quan h nhân qu Granger
Sau khi áp d ng đ ng liên k t, ki m đ nh nhân qu Granger đ c s d ng. Nhân
qu Granger đ c dùng đ tìm ra m i quan h tác đ ng gi a FDI và GDP. M t chu i th i gian Xt gây ra m i quan h nhân qu Granger cho m t chu i th i gian Yt n u nh
chu i th i gian Yt có th d đoán chính xác h n n u s d ng chu i d li u quá kh c a m t chu i d th i gian Xt, v i đi u ki n nh ng y u t khác không đ i. Tác gi s d ng
ki m đnh Granger d a trên hai ph ng trình sau:
GDPt i 1 iGDPt 1 i 1 j FDI t j 1t (3.8) FDI t i 1 iFDIt 1 i 1 jGDPt j 2t (3.9) Trong đó: Ph ng trình (3.8): GDPlà bi n ph thu c, FDI là bi n đ c l p, t là th i k , 1t là s h n sai s nhi u tr ng. Ph ng trình (3.9): FDIlà bi n ph thu c, GDP là bi n đ c l p, t là th i k , 2t là s h n sai s nhi u tr ng.
xem các bi n tr c a GDP có gi i thích cho FDI (GDP tác đ ng nhân qu
Granger lên FDI) và các bi n tr c a FDI có gi i thích cho GDP (FDI tác đ ng nhân qu
Granger lên GDP) hay không, ta ki m đnh gi thi t sau đây cho m i ph ng trình:H0: j= 0: c hai bi n đ u không có m i quan h qua l i l n nhau. ki m đnh gi thi t đ ng th i này, tác gi s d ng th ng kê F c a ki m đnh Wald và k t qu nh sau: n u giá tr th ng kê F tính toán l n h n giá tr th ng kê F phê phán m c ý ngh a xác đnh ta bác b gi thi t H0 và ng c l i. Có b n kh n ng x y ra nh sau:
Nhân qu Granger m t chi u t GDP sang FDI n u các bi n tr c a GDP có tác
đ ng lên FDI, nh ng các bi n tr c a FDI không tác đ ng lên GDP.
Nhân qu Granger m t chi u t FDI sang GDP n u các bi n tr c a FDI có tác
đ ng lên GDP, nh ng các bi n tr c a GDP không tác đ ng lên FDI.
Nhân qu hai chi u gi a FDI và GDP n u các bi n tr c a FDI có tác đ ng lên
GDP và ng c l i.
Không có quan h nhân qu Granger gi a FDI và GDP n u các bi n tr c a FDI
không có tác đ ng lên GDP và ng c l i. (Phùng Thanh Bình, H ng d n s d ng Eview 6.0, trang 30).
K T LU NăCH NGă3
nghiên c u m i quan h gi a FDI và GDP c a Vi t Nam, ph n này tác gi đư
trình bày các ph ng pháp đ nh l ng đ c s d ng nh ph ng pháp ki m đ nh nghi m đ n v ADF đ ki m đnh tính d ng c a hai bi n FDI và GDP, ph ng pháp
ki m đ nh đ ng liên k t c a Johansen đ phân tích tác đ ng dài h n c a FDI đ n GDP, mô hình h i quy hai bi n VECε đ phân tích tác đ ng ng n h n gi a hai bi n. Cu i
cùng là s d ng ki m đnh nhân qu Granger đ ki m đnh quan h nhân qu hai chi u
CH NGăIV:ăK T QU NGHIÊN C U
K t qu th c nghi m trong đ tài s đ c th o lu n và gi i thích trong ch ng 4
này. D li u b t đ u t n m 2000 đ n n m 2012 đ c s d ng trong đ tài cho hai bi n
GDP và FDI.
Ch ng này bao g m hai ph n chính. Ph n th nh t là th c tr ng t ng tr ng kinh t và đ u t tr c ti p n c ngoài c a Vi t Nam giai đo n 2000 – 2012. Ph n th hai là th o lu n k t qu phân tích h i quy. Bao g m: Ki m đnh nghi m đ n v d a trên ki m đnh
ADF đ c th c hi n đ ki m đnh tính d ng c a các chu i d li u th i gian. Sau đó, ki m
đ nh đ ng liên k t Johansen và Juselius đ c trình bày đ xem xét s t n t i m i quan h dài h n gi a đ u t tr c ti p n c ngoài và t ng tr ng kinh t . Cu i cùng ki m đnh nhân qu Granger s đ c th c hi n đ xác đnh chi u nhân qu gi a hai bi n này.
4.1. Th c tr ngă t ngă tr ng kinh t vƠă đ uă t ă tr c ti pă n c ngoài c a Vi t
Namăgiaiăđo n 2000 ậ 2012
4.1.1. T ng tr ng c a n n kinh t Vi t Nam
T c đ t ng tr ng GDP c a Vi t Nam luôn đ t m c cao và đ c duy trì trong nhi u n m:
Nhìn chung t c đ t ng tr ng kinh t c a Vi t Nam qua các n m là khá cao trong khu v c. Hình 4.1 tính chu k th hi n quan các n m c ng r t rõ r t, c th :
N m 1999, t c đ t ng tr ng c a Vi t Nam ch còn 6.17%. ây là m c t ng tr ng khá th p so v i k ho ch đ ra. Nguyên nhân c a tình tr ng nói trên là do s gi m sút c a t c đ t ng tr ng kinh t trong các ngành công nghi p và d ch v . So v i k ho ch ch có ngành nông nghi p đ t đ c m c tiêu t c đ t ng tr ng là 4,5% (ch tiêu k ho ch đ ra là 4,5 - 5%). N l c ph c h i sau cu c kh ng ho ng, ch sau m t n m, Vi t Nam đư l y l i đà t ng tr ng. Tuy không th c s cao nh ng l i khá n đ nh, t 5.81% (n m 2000) đ n 8.44% (n m 2005). u n m 2006, Vi t Nam đ c công nh n
là thành viên c a WTO, đây là thành t u quan tr ng góp ph n t o ra nhi u tri n v ng cho kinh t Vi t Nam, đ ng th i c ng là thách th c to l n
Cu i n m 2007, đ u n m 2008, s ki n “v bong bóng “ b t đ ng s n ε đư t o ra nhi u h l y tiêu c c cho n n kinh t nhi u n c trên th gi i,k t qu là m t cu c kh ng ho ng kinh t - tài chính trên quy mô toàn c u. Trong quá trình h i nh p, Vi t Nam c ng b nh h ng t cu c kh ng ho ng này, t c đ t ng tr ng GDP gi m t 8.46% (n m 2007) xu ng 6.31% (n m 2008) và m c 5.32% vào n m 2009, t ng lên
6.78% n m 2010 và đ t 5.89% n m 2011. So v i 2011, GDP 2012 gi m 0.86%. Tuy nhiên trong đi u ki n tình hình s n xu t r t khó kh n và c n c u tiên ki m ch l m phát, n đ nh kinh t v mô thì m c t ng tr ng trên là khá cao và h p lý.
Hìnhă4.1:ă th ăt căđ ăt ngătr ngăkinhăt ăVi tăNamăgiaiăđo nă2000 ậ 2012
(giáăc ăđ nhă1994).
(Ngu n: T ng C c Th ng Kê Vi t Nam (GSO, 2013)
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 %
4.1.2. u t tr c ti p n c ngoài c a Vi t Nam
K t khi Lu t u t n c ngoài n m 1987 có hi u l c, Vi t Nam đư đ t đ c
nh ng k t qu khá t t trong thu hút lu ng v n đ u t n c ngoài. Tính đ n ngày
15/12/2012, c n c có 1.100 d án m i đ c c p GCN T v i t ng s v n đ ng ký
7,85 t USD. Trong th i k này, có 435 l t d án đ ng ký t ng v n đ u t v i t ng
v n đ ng ký t ng thêm là 5,15 t USD, ch t ng 7,4% v s d án t ng v n nh ng s
v n t ng 58,5% so v i cùng k n m 2011. Theo C c u t n c ngoài, đư có 58 qu c gia và vùng lãnh th có d án đ u t t i Vi t Nam. Tuy nhiên, lu ng v n đ u t FDI hàng n m vào Vi t Nam di n ra b t th ng, không n đ nh, đ c bi t là t n m 1997 tr
l i đây sau khi Vi t Nam đư đ t t i đ nh cao thu hút FDI vào n m 1996. Ngu n v n đ u
t FDI vào Vi t Nam t ng tr ng qua các n m theo bi u đ sau:
Hình 4.2: FDI Vi tăNamăgiaiăđo n 2000 ậ 2012.
(Ngu n: T ng c c th ng kê Vi t Nam)
0 1000 2000 3000 4000 5000 6000 7000 8000 9000 10000 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Nhìn vào hình 4.2, có th phân chia quá trình thu hút v n FDI vào Vi t Nam trong 12 n m qua thành các giai đo n ch y u sau:
Giai đo n 2000 – 2007: Nhìn chung, trong giai đo n này l ng FDI vào Vi t
Nam t ng m nh và đ t k l c vào n m 2007 v i t ng s v n đ u t đ ng ký là 21,3 t
USD, v n th c hi n đ t 8,03 t USD. N m 2006 c n c có 797 d án đ c c p phép