3.4.1 Thu thập và xử lý dữ liệu
Dựa vào các mô hình được trình bày ở phần 3.2, tác giả tiến hành thu thập dữ liệu phục vụ cho việc ước tính kết quả nghiên cứu cho chương 4. Bài nghiên cứu được thực hiện trên 18 quốc gia Apec Châu Á Thái Bình Dương và giai đoạn nghiên cứu là từ năm 1990 đến năm 2014. Dữ liệu thống kê trong bài được thu thập và tổng hợp để tính toán các biến độc lập và biến phụ thuộc trong các mô hình thực nghiệm được lấy từ các chỉ số World Development Indicators (WDI) cơ sở dữ liệu trực tuyến của World Bank. Dữ liệu trong bài nghiên cứu là dạng dữ liệu bảng (panel data).
Tăng trưởng kinh tế được đo bằng sự tăng trưởng GDP thực tế bình quân đầu người. GDP bình quân đầu người là tổng sản phẩm trong nước chia cho dân số giữa năm.
Chỉ số giá tiêu dùng phản ánh những thay đổi trong chi phí cho người tiêu dùng trung bình có được một giỏ hàng hóa và dịch vụ có thể được cố định hoặc thay đổi trong khoảng thời gian quy định, chẳng hạn như hàng năm. Dữ liệu là số thời kỳ trung bình.
Tín dụng tư nhân (FD1it) được đo bằng tín dụng trong nước cho khu vực tư gồm nguồn tài chính mà các tập đoàn tài chính cung cấp cho khu vực tư nhân, thông
qua các khoản vay, mua các chứng khoán không góp vốn, các khoản tín dụng thương mại và các khoản khác phải thu, các khoản phải trả,...
Tín dụng trong nước (FD2it) được đo bằng tín dụng được cung cấp bởi các khu vực ngân hàng như là một phần của GDP.
Giá trị cổ phiếu được giao dịch (FD3it) được đo bằng tổng giá trị cổ phiếu được giao dịch trên thị trường như là một phần của GDP.
Vòng quay thị trường chứng khoán (FD4it) được đo bằng tổng giá trị cổ phiếu được giao dịch như một phần của vốn hóa thị trường chứng khoán.
FDI (FD5it) được đo bằng tỷ lệ của dòng vốn ròng vào GDP. Đầu tư trực tiếp nước ngoài là những dòng vốn ròng của đầu tư để có được một sự quan tâm quản lý lâu dài (10% trở lên cổ phiếu biểu quyết) trong một doanh nghiệp hoạt động trong một nền kinh tế khác hơn là các nhà đầu tư.
Bảng 3.2: Tổng quan mẫu nghiên cứu
Số thứ tự Quốc gia Thu nhập
1 Australia Thu nhập cao
2 Canada Thu nhập cao
3 Chile Thu nhập cao
4 China Thu nhập trung bình
5 Hong Kong Thu nhập cao
6 Indonesia Thu nhập trung bình
7 Japan Thu nhập cao
8 Malaysia Thu nhập trung bình
9 Mexico Thu nhập trung bình
10 New Zealand Thu nhập cao
11 Peru Thu nhập trung bình
12 Philippines Thu nhập trung bình
14 Singapore Thu nhập cao
15 Thailand Thu nhập trung bình
16 United states Thu nhập cao
17 Vietnam Thu nhập trung bình
18 Korea, Rep. Thu nhập cao
(Nguồn: http://data.worldbank.org/)
3.4.2 Sự phù hợp của kích thước mẫu: (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Mẫu của bài nghiên cứu 18 nước, giai đoạn 25 năm 1990-2014, tương đương 450 quan sát với dữ liệu bảng. Theo Baltagi chưa là macro panel data, tuy nhiên mẫu với 450 quan sát là một cỡ mẫu lớn đối với hàm hồi quy trong thống kê. Do đó kết quả nghiên cứu từ mô hình hồi quy có thể chấp nhận được về độ tin cậy.
Hơn nữa dữ liệu như Việt Nam có những hạn chế về giai đoạn thời gian do thị trường chứng khoán chưa phát triển. Những hạn chế này là hạn chế chung về dữ liệu khi nghiên cứu về các nền kinh tế mới phát triển như Việt Nam.
Dựa vào mô hình của tác giả Shu-Chen Chang được trình bày ở trên cùng với bộ dữ liệu được thu thập cho phù hợp với đặc điểm các biến và mô hình, tác giả tiến hành thực hiện kiểm định mô hình bằng phần mềm Stata 14 ở chương 4.
TÓM TẮT CHƯƠNG 3:
Tóm lại, mô hình nghiên cứu được đề xuất từ các nghiên cứu lý thuyết, đến đánh giá thực nghiệm và chuyển hóa dữ liệu ở các quốc gia để phù hợp. Đồng thời khai thác ưu điểm và khắc phục nhược điểm lẫn nhau của phương pháp nghiên cứu trong ước lượng, kết hợp với các bước tiến hành phù hợp sẽ cho kết quả ước lượng tin cậy và là cơ sở để đề xuất giải pháp liên quan đến tiêu thụ năng lượng của các quốc gia thuộc khối Apec, từ đó giúp trả lời câu hỏi nghiên cứu được hoàn thiện hơn.
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Chương 3 đã trình bày phương pháp nghiên cứu được sử dụng để xây dựng, đánh giá các khái niệm nghiên cứu và kiểm nghiệm mô hình lý thuyết. Chương 3 cũng đưa ra cách đo lường các biến trong mô hình. Chương 4 sẽ trình bày kết quả nghiên cứu thu được từ quá trình phân tích số liệu của các 18 quốc gia Apec- Châu Á Thái Bình Dương và trong thời gian nghiên cứu là từ năm 1990 đến năm 2014.
4.1 PHÂN TÍCH THỐNG KÊ MÔ TẢ
Sau khi thu thập và tính toán dữ liệu, kết quả trình bày theo bảng thống kê mô tả trong bảng 4.1 dưới đây. Kết quả chỉ ra phạm vi, giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của các biến sử dụng trong nghiên cứu này.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả giữa các biến trong mô hình
Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max yit 450 3.40379 2.679997 0.058269 7.940228 GDPit 450 18.10219 195.2702 5.708107 4151.1 INit 450 4.499212 5.204014 -2.30259 113.7 FD1it 450 4.327338 1.615314 2.116256 34 FD2it 450 4.199473 1.597212 1.960095 33.9 FD3it 450 58.67412 89.97753 0 741.6 FD4it 450 3.889696 0.855422 1.547562 6.001662 FD5it 450 4.453928 6.042343 -3.6 39.9 Git 450 2.536438 0.500545 1.704748 10.6
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm Stata (xem số liệu chi tiết tại phụ lục))
Biến tiêu thụ năng lượng yit có trung bình là 3.40379, biến động trong giai đoạn từ 0.058269 đến 7.940228 với độ lệch chuẩn là 2.679997. Tiêu thụ năng lượng có biến động thấp với tiêu chí độ lệch chuẩn trên trung bình.
Biến thu nhập GDPit có trung bình 18.10219 biến động trong giai đoạn từ 5.708107 đến 4151.1 với độ lệch chuẩn là 195.2702. Thu nhập có biến động khá lớn với tiêu chí độ lệch chuẩn khá cao so với trung bình.
Biến chỉ số giá tiêu dùng INit có trung bình 4.499212 biến động trong giai đoạn từ -2.30259 đến 113.7 với độ lệch chuẩn là 5.204014. Chỉ số giá tiêu dùng có biến động khá lớn với tiêu chí độ lệch chuẩn trên trung bình.
Biến tín dụng tư nhân FD1it có trung bình 4.327338 biến động trong giai đoạn từ 2.116256 đến 34 với độ lệch chuẩn là 1.615314. Tín dụng tư nhân có biến động thấp với tiêu chí độ lệch chuẩn dưới trung bình.
Biến tín dụng trong nước FD2it có trung bình 4.199473 biến động trong giai đoạn từ 1.960095 đến 33.9 với độ lệch chuẩn là 1.597212. Tín dụng ngân hàng trong nước có biến động thấp với tiêu chí độ lệch chuẩn dưới trung bình.
Biến giá trị cổ phiếu được giao dịch FD3it có trung bình 58.67412 biến động trong giai đoạn từ 0 đến 741.6 với độ lệch chuẩn là 89.97753. Cổ phiếu được giao dịch có biến động tương đối lớn với tiêu chí độ lệch chuẩn trên trung bình.
Biến vòng quay thị trường chứng khoán FD4it có trung bình 3.889696 biến động trong giai đoạn từ 1.547562 đến 6.001662 với độ lệch chuẩn là 0.855422. Vòng quay thị trường chứng khoán có biến động thấp với tiêu chí độ lệch chuẩn dưới trung bình.
Biến đầu tư trực tiếp nước ngoài FD5it có trung bình 4.453928 biến động trong giai đoạn từ -3.6 đến 39.9 với độ lệch chuẩn là 6.042343. Đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI có biến động thấp với tiêu chí độ lệch chuẩn trên trung bình.
Biến chi tiêu chính phủ Git có trung bình 2.536438 biến động trong giai đoạn từ 1.704748 đến 10.6 với độ lệch chuẩn là 0.500545. Chi tiêu chính phủ có biến động thấp với tiêu chí độ lệch chuẩn dưới trung bình.
Bảng kết quả thống kê mô tả giữa các biến trong mô hình theo bảng 3 cho thấy, trong mô hình cho thấy các biến có độ lệch chuẩn không quá lớn so với trung bình. Dữ liệu tương đối đồng đều ở các biến. Kích thước cỡ mẫu nghiên cứu gồm
450 quan sát, là cỡ mẫu lớn trong thống kê. Dữ liệu đầu vào phù hợp thực hiện hồi quy định lượng.
4.2 KIỂM ĐỊNH SỰ TƯƠNG QUAN VÀ ĐA CỘNG TUYẾN 4.2.1Ma trận tương quan đơn tuyến tính giữa các cặp biến 4.2.1Ma trận tương quan đơn tuyến tính giữa các cặp biến
Hệ số tương quan dùng thể hiện quan hệ giữa các biến trong mô hình. Hệ số tương quan biến động từ -1 tới 1 với chiều tác động âm và dương tương ứng. Dựa vào kết quả ma trận tương quan, tác giả sẽ phân tích mối tương quan giữa các biến các biến độc lập trong mô hình.
Bảng 4.2: Kết quả ma trận tự tương quan
yit GDPit INit FD1it FD2it FD3it FD4it FD5it Git yit 1 GDPit 0.0438 1 INit 0.0433 0.9916 1 FD1it - 0.0318 0.8699 0.895 1 FD2it 0.0064 0.8801 0.903 0.9842 1 FD3it - 0.2256 - 0.0258 0.0004 0.2067 0.1611 1 FD4it -0.065 -0.069 -0.0655 0.1758 0.13 0.5086 1 FD5it - 0.1847 - 0.0053 0.0178 0.1063 0.1415 0.5566 0.0374 1 Git - 0.1853 0.7636 0.7599 0.7534 0.7313 - 0.0099 0.1043 - 0.2215 1
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm Stata (xem số liệu chi tiết tại phụ lục))
Kết quả phân tích ma trận tự tương quan giữa các biến trong mô hình theo bảng 4.2 cho thấy, tồn tại các hệ số tự tương quan cặp giữa các biến độc lập lớn hơn 0.8, tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến nghiêm trọng giữa các cặp biến độc lập trong mô hình. Do giữa các biến có tương quan khá cao với nhau và các biến này có liên
quan mật thiết về ý nghĩa kinh tế trong mô hình nên tác giả tiếp tục tiến hành kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến thông qua nhân tử phóng đại phương sai VIF. (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Kết luận: Tồn tại tại hiện tượng đa cộng tuyến với tiêu chuẩn tương quan cặp tuyến tính.
4.2.2Kiểm định đa cộng tuyến
Tác giả kiểm định đa cộng tuyến với tiêu chuẩn nhân tử phóng đại phương sai. VIF nhỏ hơn 10 không tồn tại đa cộng tuyến nghiêm trọng (Baltagi, 2008). Kết quả kiểm định được trình bày như sau:
Bảng 4.3: Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai:
Variable VIF 1/VIF
INit 89.82 0.011134 GDPit 71.79 0.013930 FD1it 46.29 0.021605 FD2it 43.33 0.023080 FD3 it 2.62 0.381514 FD4it 1.86 0.536328 FD5it 2.26 0.442947 Git 3.27 0.305600 Mean VIF 32.65
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm Stata (xem số liệu chi tiết tại phụ lục))
Dựa vào bảng 4.3 kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai, cho thấy trung bình VIF của các biến trong mô hình là 32.65. VIF của biến INit và GDPit, FD1it, FD2it vượt quá 10. Mô hình tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.
Kết luận: Với tiêu chuẩn nhân tử phóng đại phương sai VIF, mô hình tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến.
Tuy nhiên theo Christopher Achen hiện tượng đa cộng tuyến không quá nghiêm trọng. Bởi vì ngay cả khi đa cộng tuyến chặt, như trong trường hợp gần đa cộng tuyến (near multicollinearity), các ước lượng OLS vẫn có tính chất của BLUE (ước lượng vững, không chệch và hiệu quả).
4.3 Kiểm định phụ thuộc chéo (Cross-section dependence) và kiểm định tính dừng dữ liệu bảng. định tính dừng dữ liệu bảng.
4.3.1Kiểm định phụ thuộc chéo (Cross-section dependence)
Phụ thuộc chéo khi cú sốc trong quốc gia này ảnh hưởng đến quốc gia khác, làm mất hiệu quả kết quả kiểm định tính dừng của dữ liệu bảng thông thường.
Trước khi áp dụng bảng đơn vị gốc, tác giả phải xác định xem mẫu dữ liệu có sự phụ thuộc chéo hay độc lập chéo. Trong trường hợp dữ liệu chịu tác động của phụ thuộc chéo, tác giả sử dụng phương pháp hiệu chỉnh trung bình của Levin–Lin– Chu (2002) nhằm loại bỏ tác động tương quan chéo trong kiểm định tính dừng Fisher (Choi, 2001).
Những bảng kiểm tra đơn vị gốc với độc lập chéo xem xét hành vi tiệm cận của các chuỗi chiều thời gian T và chiều cắt ngang N. Theo Levin và các đồng sự (2002), các bài kiểm tra thống kê LLC hoạt động tốt khi N nằm giữa 10 và 250 và T nằm giữa 5 và 250. Như vậy, nó là thích hợp để sử dụng kiểm định LLC cho độc lập chéo trong bảng, vì T và N trong bài viết này là 25 và 18, tương ứng.
H0: Tồn tại phụ thuộc chéo trong mô hình
H1: Không tồn tại phụ thuộc chéo trong mô hình
Bảng 4.4: Kiểm định phụ thuộc chéo (cross-section dependence) Kiểm định Pesaran
‘CD (2004) Giá trị thống kê p-value
yit 5847.05 0.0000
GDPit 9.03 0.0000
INit 6.81 0.0000
FD2it 0.271 0.7861 FD3it 7.94 0.0000 FD4it 2.577 0.0100 FD5it 0.419 0.6753 Git 0.385 0.7000 *two-sided test
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm Stata (xem số liệu chi tiết tại phụ lục))
P-value các kiểm định Pesaran CD cho kết quả nhỏ hơn 0.05 ở hầu hết mô hình trên trừ FD2it, FD5it, Git. Tồn tại phụ thuộc chéo trong mô hình bài nghiên cứu.
Điều đó ngụ ý rằng sáu yếu tố (tức là: yit, GDPit, INit, FD1it, FD3it, FD4it) có bằng chứng mạnh mẽ phụ thuộc chéo, và (FD2it, FD5it, Git) độc lập chéo.
4.3.2 Kiểm định tính dừng dữ liệu bảng
Đối với chuỗi dữ liệu tồn tại phụ thuộc chéo, tác giả sử dụng kiểm định tính dừng Levin–Lin–Chu (2002) với hiệu chỉnh tương quan chéo Levin–Lin–Chu (2002). Với dữ liệu không tồn tại phụ thuộc chéo FD2it, FD5it, Git tác giả sử dụng phương pháp kiểm định tính dừng Levin–Lin–Chu (2002) không bao gồm hiệu chỉnh phụ thuộc chéo Levin–Lin–Chu (2002). Cỡ mẫu bài nghiên cứu phù hợp với kiểm định Levin–Lin–Chu (2002).
Bảng 4.5: Kiểm định tính dừng
Kiểm định Levin–Lin–Chu (2002) (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Hiệu chỉnh tương quan chéo Levin–Lin–Chu (2002)
Biến Bậc 0 Sai phân bậc 1
yit 1.0490 -6.4100***
GDPit 9.4e+03 -1.4e+02***
INit 56.8140 -22.7671***
FD3it 5.1238 -6.6033***
FD4it -0.3090 -17.4757***
Kiểm định Levin–Lin–Chu (2002)
Không hiệu chỉnh tương quan chéo Levin–Lin–Chu (2002)
Biến Bậc 0 Sai phân bậc 1
FD2it -19.9393*** -13.4091*** FD5it -20.1682*** -12.6181***
Git 6.0154*** -13.6668***
*** ứng với mức ý nghĩa 1%.
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm Stata (xem số liệu chi tiết tại phụ lục))
Kết quả kiểm định tính dừng cho thấy tất cả các biến yit, GDPit, INit, FD1it, FD3it, FD4it không dừng tại bậc gốc, và dừng ở bậc 1 với mức ý nghĩa 1%. Các biến FD2it, FD5it, Git dừng ở bậc gốc và bậc 1. Dữ liệu không đồng loạt dừng ở bậc 0 và chỉ dừng cở bậc 1, bậc dữ liệu được định nghĩa tại I(1).
4.4 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi phần dư - Greene (2000) (2000)
Tác giả tiến hành kiểm tra một số giả thuyết cổ điển như hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư và hiện tượng phương sai thay đổi cho mô hình
Tác giả tiến hành kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng phương pháp kiểm định Greene (2000) với giả thuyết như sau:
Giả thuyết H0: Mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 4.6: Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi mô hình
10998.42 0.000
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm Stata (xem số liệu chi tiết tại phụ lục))
Từ bảng 4.6, kết quả kiểm định Greene (2000) bằng phần mềm Stata 14 cho thấy kết quả với p-value đều bằng 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình ở mức ý nghĩa 5%.
4.5 Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư – Wooldridge (2002) và Drukker (2003) (2002) và Drukker (2003)
Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương pháp Wooldridge (2002) và Drukker (2003) và đặt giả thuyết kiểm định như sau:
Giả thuyết H0: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng tự tương quan
Bảng 4.7: Kết quả kiểm tra tự tương quan mô hình
Chi bình Phương (χ2) p-value
79.677 0.0000 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
(Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm Stata (xem số liệu chi tiết tại phụ lục))
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata14 cho kết quả ở bảng 4.7 cho kết quả với p-value đều bằng 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mô hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mô hình với mức ý nghĩa 5%.
4.6 Phân tích kết quả hồi quy 4.6.1 Kết quả hồi quy tuyến tính 4.6.1 Kết quả hồi quy tuyến tính
Mô hình tồn tại phương sai thay đổi và tự tương quan, đã được phát hiện bởi kiểm định Greene (2000), Wooldridge (2002) và Drukker (2003). Phương pháp hồi quy phổ biến trên dữ liệu bảng FEM, REM, Pooled không kiểm soát phương sai thay đổi tự tương quan, kết quả hồi quy với FEM, REM khi mô hình tồn tại phương