trong mô hình:
David A. Dickey, Dennis W. Jansen và Daniel I. Thornton quan sát thấy “các kiểm định nghiệm đơn vị được thực hiện đối với các chuỗi thời gian đơn biến (Univariate), tức là duy nhất. Ngược lại, đồng kết hợp lại xử lý mối quan hệ giữa một nhóm các biến, mà ởđó (một cách vô điều kiện) mỗi biến đều có nghiệm đơn
vị”. Mục đích của kiểm định đồng liên kết là quyết định xem liệu một nhóm các chuỗi số không dừng có đồng liên kết hay không.
Sau khi kiểm tra tính dừng của các biến chuỗi thời gian, tác giả thực hiện
bước tiếp theo là tiến hành kiểm định tính đồng liên kết.
Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng có thể là một chuỗi dừng và các chuỗi thời gian không dừng đó được cho là đồng liên kết. Kết hợp tuyến tính dừng được gọi là phương trình đồng liên kết và có thểđược giải thích như mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Nói cách khác, nếu phần dư trong mô hình hồi quy giữa các chuỗi thời gian không dừng là một chuỗi dừng thì kết quả hồi quy là thực và thể hiện mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình.
Đầu tiên tác giả thực hiện kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen. Khi đó, có thể thêm số giả thiết về số phương trình đồng liên kết. Ở đây
có bốn giả thiết H0 tác giả kiểm định.
(i) "None" nghĩa là không có đồng liên kết.
(ii) "At most 1" nghĩa là có ít nhất một mối quan hệđồng liên kết. (iii) "At most 2" nghĩa là có ít nhất hai mối quan hệđồng liên kết. (iv) "At most 3" nghĩa là có ít nhất ba mối quan hệđồng liên kết. (v) "At most 4" nghĩa là có ít nhất bốn mối quan hệđồng liên kết.
39
Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thuyết H0, cần so sánh giá trị thống kê vết "Trace Statistic" với giá trị tới hạn "Critical Value" ở mức ý nghĩa xác định
được chọn là 5%.
- Nếu Trace Statistic < Critical Value: Chấp nhận giả thuyết H0. - Nếu Trace Statistic > Critical Value: Bác bỏ giả thuyết H0.
Nếu theo thống kê kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận (Maximal Eigenvalue) thì so sánh giá trị thống kê Max-Eigen "Max-Eigen Statistic" với giá trị
tới hạn "Critical Value" ở mức ý nghĩa được chọn là 5%.
- Nếu Max-Eigen Statistic < Critical Value: Chấp nhận giả thuyết H0. - Nếu Max-Eigen Statistic > Critical Value: Bác bỏ giả thuyết H0.
Tác giả thực hiện kiểm định đồng liên kết dựa trên phương pháp VAR của Johansen theo thống kê vết (Trace) và theo thống kê kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận (maximal eigenvalue), kết quả kiểm định đồng liên kết theo bảng 4.3 và bảng 4.4 như sau:
Bảng 4.3. Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen theo thống kê Trace: Giả thuyết H0 Giả thuyết H1 Giá trị riêng của ma trận (Eigenvalue) Giá trị thống kê ma trận (Trace statistic) Giá trị tới hạn 5% (Critical Value) P-Value r = 0 r ≤ 1 0.965385 174.7870 69.81889 0.0000 r =1 r ≤ 2 0.828522 96.06403 47.85613 0.0000 r=2 r ≤ 3 0.740823 57.74484 29.79707 0.0000 r=3 r ≤ 4 0.499401 19.33898 15.49471 0.0125 r=4 r ≤ 5 0.107600 2.732167 3.841466 0.0983
* Bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Eview 6.0) Nhìn vào kết quả nhận thấy:
+ H0: r = 0 tức các biến không có mối quan hệđồng liên kết. + H1: r ≤ 1tức các biến có ít nhất một mối liên hệđồng liên kết.
40
Ứng với giả thuyết kiểm định này từ bảng kết quả cho thấy giá trị thống kê Trace statistic = 174.7870 lớn hơn giá trị tới hạn Critical statistic = 69.81889, ứng
với mức ý nghĩa thống kê P-value = 0.0000, nhỏ hơn so với mức nghĩa nghiên cứu 5%. Do đó bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1, tức là các biến có ít nhất
một mối quan hệ đồng liên kết. Tương tự với các giả thuyết:
+ H0: r=1 tức các biến có một mối quan hệđồng liên kết. + H1: r ≤ 2 tức các biến có ít nhất hai mối liên hệđồng liên kết.
Ứng với giả thuyết kiểm định này từ bảng kết quả cho thấy giá trị thống kê Trace statistic = 96.06403 lớn hơn giá trị tới hạn Critical statistic = 47.85613, ứng
với mức ý nghĩa thống kê P-value = 0.0000, nhỏ hơn so với mức nghĩa nghiên cứu 5%. Do đó bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1, tức là các biến có ít nhất
hai mối quan hệ đồng liên kết.
Tương tự giả thuyết H0: r=2, H1: r ≤ 3 và H0: r=3, H1: r ≤ 4 kết quả cho thấy
giá trị Trace statistic lần lượt là 51.74484, 19.33898 đều lớn hơn so với giá trị
Critical statistic 29.79707, 15.49471 với giá trị P-value lần lượt là 0.0000, 0.0125 cũng đều nhỏ hơn so với mức ý nghĩa 5%. Do đó, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận
giả thuyết H1, tức là các biến có ít nhất ba mối quan hệ đồng liên kết đối với cặp giả
thuyết H0: r=2, H1: r ≤ 3 và các biến có ít nhất bốn mối quan hệ đồng liên kết đối
với cặp giả thuyết H0: r=3, H1: r ≤ 4.
Giả thuyết H0 còn lại được chấp nhận vì giá trị Trace statistic là 2.732167 nhỏ hơn so với giá trị Critical statistic 3.841466, với giá trị P-value là 0.0983 cũng
lớn hơn nhiều so với mức ý nghĩa 5%.
Tác giả cũng dựa trên nghiên cứu đồng kết hợp theo thống kê Max-Eigen,
41
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen theo thống kê Max-Eigen:
Giả thuyết H0 Giả thuyết H1 Giá trị riêng của ma trận (Eigenvalue) Thống kê giá trị riêng cực đại của ma trận (Max - Eigen Statistic) Giá trị tới hạn 5% (Critical Value) P-Value r = 0 r ≤ 1 0.965385 80.72298 33.87687 0.0000 r =1 r ≤ 2 0.828522 42.31918 27.58434 0.0003 r=2 r ≤ 3 0.740823 32.40587 21.13162 0.0009 r=3 r ≤ 4 0.499401 16.60681 14.26460 0.0209 r=4 r ≤ 5 0.107600 2.732167 3.841466 0.0983
* Bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Eview 6.0) Nhìn vào kết quả nhận thấy:
+ H0: r=0 tức các biến không có mối quan hệđồng liên kết. + H1: r ≤ 1 tức các biến có ít nhất một mối liên hệđồng liên kết.
Ứng với giả thuyết kiểm định này từ bảng kết quả cho thấy giá trị thống kê Max-Eigen statistic = 80.72298 lớn hơn giá trị tới hạn Critical statistic = 33.87687,
ứng với mức ý nghĩa thống kê P-value = 0.0000, nhỏ hơn so với mức nghĩa nghiên cứu 5%. Do đó bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1, tức là các biến có ít
nhất một mối quan hệ đồng liên kết. Tương tự với các giả thuyết:
+ H0: r=1 tức các biến có một mối quan hệđồng liên kết. + H1: r ≤ 2 tức các biến có ít nhất hai mối liên hệđồng liên kết.
Ứng với giả thuyết kiểm định này từ bảng kết quả cho thấy giá trị thống kê Max-Eigen statistic = 42.31918 lớn hơn giá trị tới hạn Critical statistic = 27.58434,
ứng với mức ý nghĩa thống kê P-value = 0.0003, nhỏ hơn so với mức nghĩa nghiên cứu 5%. Do đó bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1, tức là các biến có ít
nhất hai mối quan hệ đồng liên kết.
Tương tự giả thuyết H0: r=2, H1: r ≤ 3 và H0: r=3, H1: r ≤ 4 kết quả cho thấy
giá trị Trace statistic lần lượt là 32.40587, 16.60681 đều lớn hơn so với giá trị
42
cũng đều nhỏ hơn so với mức ý nghĩa 5%. Do đó, bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận
giả thuyết H1, tức là các biến có ít nhất ba mối quan hệ đồng liên kết đối với cặp giả
thuyết H0: r=2, H1: r ≤ 3 và các biến có ít nhất bốn mối quan hệ đồng liên kết đối
với cặp giả thuyết H0: r=3, H1: r ≤ 4.
Giả thuyết H0 còn lại được chấp nhận vì giá trị Trace statistic là 2.732167 nhỏ hơn so với giá trị Critical statistic 3.841466, với giá trị P-value là 0.0983 cũng
lớn hơn nhiều so với mức ý nghĩa 5%.
Trong hai bảng phân tích, r là số mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến. Hai bảng 4.4 và 4.5 đều cho kết quảđồng liên kết theo phương pháp Johansen, theo thống kê Trace và thống kê Max - Eigen, kết quả cả hai mô hình cho thấy có bốn mối quan hệđồng liên kết tồn tại giữa các biến trong mô hình.
4.4: Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn bằng mô hình VECM (Vector Error Correction Model):
Kết quả kiểm định tính dừng ở bảng 4.1 cho thấy các biến trong phương trình
(1) đều dừng ở sai phân bậc 1. Sau khi kiểm định đồng liên kết theo phương pháp
Johansen cho thấy mô hình có 4 vector đồng liên kết (chi tiết xem phụ lục 3, 4). Do các biến trong phương trình đều có tính không dừng và đồng liên kết nên có thể sử
dụng phương pháp VECM để ước lượng tác động trong dài hạn. Kết quả mô hình hồi quy đồng liên kết như sau (chi tiết xem phụ lục 5)
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy ước lượng vector sai số ngẫu nhiên VECM: Vector Error Correction Estimates
Cointegrating Eq CointEq1 t-statistics
LRYPC(-1) 1.000000 LFDIY(-1) 0.310010 0.28589 LEXDY(-1) -2.854014 -2.08801 LGDIY(-1) -30.26881 -14.2366 LTDSE(-1) -7.311600 -6.31239 C 116.3295 (Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Eview 6.0)
43
Từ bảng kết quả 4.5 cho thấy, trong dài hạn hầu như tất cả các biến trong
phương trình đều ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tếở Việt Nam.
- Hệ số của LFDIY = 0.310010 > 0 cho biết tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài so với GDP có tác động cùng chiều với tăng trưởng kinh tế với mức ý nghĩa =
1%. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế tăng 0.310010%.
- Hệ số của LEXDY = 2.854014 < 0 cho biết tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP
có tác động ngược chiều với tăng trưởng kinh tế với mức ý nghĩa = 1%. Trong
điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ nợnước ngoài trên GDP tăng 1% thì
tăng trưởng kinh tế giảm 2.854014%.
- Hệ số của LGDIY = -30.26881 < 0, hệ số mang dấu âm cho thấy đầu tư trong nước có tác động ngược chiều với tăng trưởng kinh tế với mức ý nghĩa =
1%. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ tổng đầu tư so với GDP tăng 1% thì tăng trưởng thu nhập bình quân đầu người giảm 30.26881%.
- Hệ số của LTDSE = -7.311600 < 0 cho biết tỷ lệ nợnước ngoài so với xuất khẩu có tác động ngược chiều với tăng trưởng kinh tế với mức ý nghĩa = 1%.
Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ nợ nước ngoài trên xuất khẩu tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế giảm 7.311600%.
Tóm lại, hệ số xác định R2 = 0.545372 cho biết các biến trong mô hình giải
thích được 54.53% sự biến động của tăng trưởng kinh tế bởi tỷ lệ đầu tư trực tiếp
nước ngoài trên GDP, nợnước ngoài trên GDP, đầu tư trong nước trên GDP và nợ
phải trả trên xuất khẩu. Còn lại 45.46% được giải thích bởi các nhân tố khác ngoài mô hình.
Như vậy, trong dài hạn đầu tư trực tiếp nước ngoài, nợnước ngoài trên GDP,
đầu tư trong nước trên GDP và nợ phải trả trên xuất khẩu đều tác động đến tăng trưởng kinh tế. Do đó, tác giả có thể kết luận các giả thiết của biến độc lập như sau:
- Tổng đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP (FDIY) có tác động cùng chiều với tăng trưởng kinh tế. Điều này hoàn toàn phù hợp với công trình nghiên
44
cứu của Husain và Jun (1992), Rana và Dowling (1990), Friompong, J.M. & Oteng- Abayie, E.F. (2006) và Mahnaz Rabiei, Zohreh Ghavam Masoudi (2012).
FDI đã được nhìn nhận như là một trong những trụ cột góp phần vào tăng trưởng kinh tế của Việt Nam. Vai trò của FDI được thể hiện thông qua việc đóng
góp vào các yếu tố quan trọng của tăng trưởng kinh tế như: Bổ sung nguồn vốn đầu tư, chuyển giao công nghệ, đẩy mạnh xuất khẩu, tạo việc làm và phát triển nguồn
nhân lực. Bên cạnh đó, FDI cũng góp phần thúc đẩy Việt Nam tham gia hội nhập
sâu rộng hơn vào nền kinh tế thế giới. Cụ thể, xét về vốn, FDI thường ổn định hơn
các nguồn vốn khác và thường được đầu tư trong các dự án dài hạn. Xét về công
nghệ, kỹ năng và phương pháp quản lý, các nhà đầu tư nước ngoài thường đưa các
công nghệ tiến tiến và phương pháp quản lý tối ưu đến các nước tiếp nhận đầu tư.
Bên cạnh đó, các nhà đầu tư nước ngoài cũng cải tiến và nâng cấp công nghệ để phù hợp hơn với nước chủ nhà. Các khu vực có vốn FDI thường phát triển hơn các khu
vực khác. Xét về thị trường, có thể thấy FDI đưa các sản phẩm của thị trường trong nước tiếp cận với thị trường thế giới. Ngoài ra các nhà đầu tư nước ngoài còn giúp
nước tiếp nhận đầu tư khai thác hết lợi thế cạnh tranh của mình để các sản phẩm trong nước ngày càng tốt hơn khi tiếp cận với thị trường quốc tế.
Việt Nam thực hiện Luật Đầu tư nước ngoài (1987) trong bối cảnh kinh tế – xã hội còn phát triển ở mức rất thấp, cơ sở hạ tầng và khoa học công nghệ chưa phát
triển, nguồn nhân lực dồi dào nhưng phần lớn là trong lĩnh vực nông nghiệp và chưa qua đào tạo. Trước những mâu thuẫn bất cập trong quá trình tổ chức triển khai Luật đầu tư nước ngoài, tháng 6 năm 1990 Việt Nam thực hiện sửa đổi, điều chỉnh và bổ
sung luật này. Trong quá trình sửa đổi luật và các quy định liên quan đã dần xuất
hiện hiện tượng kiểm soát chặt trở lại nguồn vốn này bằng cách đưa ra nhiều quy định khắt khe, ràng buộc phức tạp gây ra tâm lý lo ngại trong giới đầu tư nước
ngoài tại Việt Nam. Số dự án đầu tư nước ngoài được chấp nhận đã giảm mạnh vào cuối năm 1996 và càng trở nên nghiêm trọng vào năm 1997 do do ảnh hưởng của
cuộc khủng hoảng Châu Á. Từ sau khi thông qua Luật sửa đổi, bổ sung Luật đầu tư nước ngoài năm 1999, cho phép nhiều dự án chuyển đổi từ hình thức liên doanh
45
sang 100% vốn nước ngoài hoặc ngược lại theo nguyện vọng của các nhà đầu tư nước ngoài, đồng thời cũng giảm giá thuê đất cho nhà đầu tư, cho phép họ chuyển đổi ngành nghề kinh doanh cho phù hợp với tình hình mới. Những chính sách này
đã góp phần đáng kể tốc độ suy giảm đầu tư vào Việt Nam hai năm 1998-1999 trong bối cảnh cạnh tranh ngày càng tăng của các nước trong khu vực.
Qua năm 2004 và năm 2005, do kết quả của cải thiện môi trường đầu tư bằng việc sửa đổi, bổ sung một sốđiều của Luật Đầu tư nước ngoài năm 2000, Chính phủ
còn cho phép đầu tư gián tiếp vào 35 ngành, đồng thời mở cửa hơn một số ngành do
Nhà nước độc quyền nắm giữ trước đây như điện lực, bảo hiểm, ngân hàng, viễn
thông cho đầu tư nước ngoài và cho phép chuyển đổi doanh nghiệp có vốn đầu tư nước ngoài sang công ty cổ phần. Năm 2004, Việt Nam đã chú trọng hơn tới công tác xúc tiến đầu tư ở trong và ngoài nước. Do đó, từnăm 2005 đến năm 2009, bắt
đầu một làn sóng FDI thứ haivào Việt Nam. Đây là giai đoạn diễn biến khá phức tạp của nền kinh tế thế giới. Giai đoạn này bắt đầu bằng việc bối cảnh khu vực cũng như quốc tế có nhiều thay đổi thuận lợi cùng môi trường đầu tư trong nước tiếp tục
được cải thiện, chủ yếu do thủ tục đầu tư đã trở nên thông thoáng hơn sau khi ban
hành Luật Đầu tư và Luật Doanh nghiệp chung cho đầu tư nước ngoài thống nhất
như đầu tư trong nước.
Như vậy, có thể nhận thấy vai trò tích cực của đầu tư trực tiếp nước ngoài
đối với tăng trưởng kinh tế. Việt Nam có thểthúc đẩy tăng trưởng kinh tế từgóc độ tăng thu hút FDI.
- Chỉ số nợ nước ngoài trên GDP (EXDY): có tác động ngược chiều với