Số lƣợng quan sát trong bảng của nghiên cứu (8 quốc gia x 17 quan sát h ng năm tự nó không cho phép áp dụng các kiểm định trị riêng nghiệm đơn vị cho chuỗi thời gian. Vì thế, nghiên cứu s dụng các kiểm định trị riêng nghiệm đơn vị bảng, đƣợc xem l đầy đủ trong trƣờng hợp này. Các kiểm định này không ch l m tăng hả năng của các kiểm định trị riêng nghiệm đơn vị do quãng thời gian quan sát, mà còn tối thiểu h a các nguy cơ phá vỡ c u trúc của dữ liệu.
Trong số các iểm định trị riêng nghiệm đơn vị ảng Levin-Lin-Chu, Harris-Tzaivalis, Breitung, Im-Pesaran-Shin, Fisher type test v Hadri th ch c 2 loại iểm định Im-Pesaran-Shin v Fisher type test c thể áp dụng đƣợc cho dữ liệu h ng cân ng. Theo đ , đề t i áp dụng iểm định Fisher với thuộc t nh Phillips-Perron cho các iến trong m h nh.
Bảng 4.3: Kiểm định t nh ừng Fisher thuộc t nh Phillips-Person không u thế, độ trễ 2 iến gốc)
Biến Tiêu chuẩn t-value p-value N T
PCE
Inverse chi-squared(16) p 31.1823** 0.0128 8 17 Inverse normal z -2.0483** 0.0203 8 17 Inverse logit t(44) L* -2.1053** 0.0205 8 17 Modified inv. chi-squared Pm 2.6839** 0.0036 8 17
GGD
Inverse chi-squared(16) p 29.7814** 0.0192 8 17 Inverse normal z -1.0663** 0.0431 8 17
Inverse logit t(44) L* -1.5802* 0.0606 8 17 Modified inv. chi-squared Pm 2.4362*** 0.0074 8 17
GRE
Inverse chi-squared(16) p 75.3984*** 0.0000 8 17 Inverse normal z -5.0971*** 0.0000 8 17 Inverse logit t(44) L* -6.8457*** 0.0000 8 17 Modified inv. chi-squared Pm 10.5003*** 0.0000 8 17
lnRGDPC
Inverse chi-squared(16) p 23.0235 0.1131 8 17 Inverse normal z 1.4539 0.9270 8 17 Inverse logit t(44) L* 1.2090 0.8834 8 17 Modified inv. chi-squared Pm 1.2416 0.1072 8 17 : Mức nghĩa 1 , : : Mức nghĩa 5 , : Mức nghĩa 10
Bảng 4.4: Kiểm định t nh ừng Fisher thuộc t nh Phillips-Person có xu thế, độ trễ 2 iến gốc)
Biến Tiêu chuẩn t-value p-value N T
PCE
Inverse chi-squared(16) p 43.2732*** 0.0003 8 17 Inverse normal z -3.4100*** 0.0003 8 17 Inverse logit t(44) L* -3.8099*** 0.0002 8 17 Modified inv. chi-squared Pm 4.8213*** 0.0000 8 17
GGD
Inverse chi-squared(16) p 15.3592 0.4985 8 17 Inverse normal z 0.3750 0.6462 8 17 Inverse logit t(44) L* 0.2368 0.5930 8 17 Modified inv. chi-squared Pm -0.1133 0.5451 8 17
GRE
Inverse chi-squared(16) p 61.8238*** 0.0000 8 17 Inverse normal z -4.8864*** 0.0000 8 17
Inverse logit t(44) L* -5.6529*** 0.0000 8 17 Modified inv. chi-squared Pm 8.1006*** 0.0000 8 17
lnRGDPC
Inverse chi-squared(16) p 19.5362 0.2418 8 17 Inverse normal z -0.5367 0.2957 8 17 Inverse logit t(44) L* -0.3993 0.3458 8 17 Modified inv. chi-squared Pm 0.6251 0.2659 8 17 : Mức nghĩa 1 , : : Mức nghĩa 5 , : Mức nghĩa 10
Nh n v o Bảng ết quả iểm định t nh dừng của các iến trong m h nh, Bảng 4.3, ta nhận th y ở độ tr ng 2 v iểm định h ng xu thế, iến PCE, GGD v GRE đều dừng ở các mức nghĩa 1 v 5 ở cả 4 tiêu chuẩn iểm định trong hi iến lnRGDPC h ng dừng thậm ch ở mức nghĩa 10 .
Tƣơng tự ở Bảng 4.4, với độ tr ng hai v iểm định c xu thế, riêng ch c iến PCE, GRE dừng ở mức nghĩa 1 cho t t cả tiêu chuẩn. Biến GGD, lnRGDPC h ng dừng thậm ch ở mức nghĩa 10 .
Điều n y c nghĩa l iến PCE, GGD v lnRGDPC c ậc t ch hợp ậc 0. K hiệu l I 0 .
Bảng 4.5: Kiểm định t nh ừng Fisher thuộc t nh Phillips-Person không u thế, độ trễ 2 iến sai phân)
Biến Tiêu chuẩn t-value p-value N T
DlnRGDPC
Inverse chi-squared(16) p 130.2812*** 0.0000 8 17
Inverse normal z -9.3338*** 0.0000 8 17
Inverse logit t(44) L* -12.8379*** 0.0000 8 17
Modified inv. chi-squared Pm 20.2023*** 0.0000 8 17
Bảng 4.6: Kiểm định t nh ừng Fisher thuộc t nh Phillips-Person có u thế, độ trễ 2 iến sai phân)
Biến Tiêu chuẩn t-value p-value N T
DlnRGDPC
Inverse chi-squared(16) p 114.6373*** 0.0000 8 17
Inverse normal z -8.4598*** 0.0000 8 17
Inverse logit t(44) L* -11.2845*** 0.0000 8 17
Modified inv. chi-squared Pm 17.4368*** 0.0000 8 17
: Mức nghĩa 1 , : : Mức nghĩa 5 , : Mức nghĩa 10
Nhƣng ở mức sai phân ậc nh t, cũng ng iểm định t nh dừng Fisher với thuộc t nh Phillips-Perron, độ tr ng 2, ở điều iện c xu thế hay h ng xu thế, iến lnRGDPC đều dừng ở mức nghĩa 1 cho cả 4 tiêu chuẩn Bảng 4.5 v Bảng 4.6 . Điều n y cho ta ết quả iến lnRGDPC l c ậc t ch hợp ậc nh t. K hiệu l I 1 .
Qua iểm định t nh dừng của các iến trong m h nh ng iểm định dừng Fisher với thuộc t nh Phillips-Perron, độ tr ng 2, ở điều iện c xu thế hay h ng xu thế, ta c thể c đƣợc các iến với các đặc t nh nhƣ sau: PCE, GGD, GRE dừng ở mức nghĩa, ậc t ch hợp l I 0 ; lnRGDPC dừng ở mức sai phân, ậc t ch hợp l I 1 .
Trong m h nh, một số iến c ậc t ch hợp I 0 , một số iến c ậc t ch hợp I 1 , cho ta một nhận định r ng trong m h nh hảo sát, các iến c đặc t nh đồng liên ết co-integration . Nghĩa l giữa các iến c một sự ết hợp tuyến t nh sao cho đại lƣợng đặc trƣng cho sự ết hợp tuyến t nh của các iến l phần dƣ sẽ c đặc t nh dừng ở mức nghĩa, ậc t ch hợp l I 0 . Do đ , m h nh th ch hợp nh t cho việc hồi quy các iến l m h nh hiệu ch nh sai số ECM .
4.3. Áp ụng mô h nh hiệu ch nh sai số Error Correction Mo el – ECM)
Đặc t nh t ch hợp ậc 0 của một số iến n y v t ch hợp ậc 1 của một số iến hác trong m h nh ch cho ta iết r ng các iến c t nh đồng liên ết co- integration nhƣng để hẳng định việc s dụng m h nh hiệu ch nh sai s ECM c th ch hợp hay h ng th phải xem x t phần dƣ sự ết hợp tuyến t nh của t t cả các iến trong m h nh trong phƣơng tr nh hồi quy giữa các iến trong d i hạn c dừng ở ậc t ch hợp ậc 0 hay h ng.
4.3.1 Phƣơng tr nh hồi quy các iến trong ài hạn
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy cho mô h nh cân ng trong ài hạn ECM) có phân t ch độ mạnh (robust)
iến phụ thuộc iến độc lập Hệ số ƣớc lƣợng P > |t| F-test R2 PCE GGD 0.0807886* 0.059 F(3,7) = 7.24 Prob>F = 0.015 within = 0.3653 between = 0.6984 overall = 0.5346 GRE 0.1716959 0.425 lnRGDPC 0.0279974** 0.021 Hệ số cắt 83.63793*** 0.001
: Mức nghĩa 1 , : : Mức nghĩa 5 , : Mức nghĩa 10
Kết quả hồi quy m h nh cân ng của các iến trong d i hạn c phân t ch độ mạnh ở Bảng 4.7 cho ta những nhận định sau:
- Tác động đồng thời của 3 iến GGD, GRE, lnRGDPC lên iến PCE l c nghĩa về mặt thống ê th ng qua iểm định F iểm định Wald ở mức nghĩa 5 .
- X t ở g c độ riêng phần th tác động của GGD v lnRGDPC lên PCE l c nghĩa thống ê lần lƣợt ở mức 10 v 5 . Cụ thể:
Hệ số ƣớc lƣợng của GGD ng 0.0807886 c nghĩa: nợ công Chính phủ c tác động dƣơng đối với chi tiêu dùng cá nhân, nghĩa l 1 thay đ i trong nợ c ng Ch nh phủ sẽ o theo 0.08 thay đ i trong chi tiêu dùng cá nhân. Kết quả n y c nghĩa l hi mức nợ công Chính phủ gia tăng, đồng nghĩa mức chi
tiêu dùng cá nhân cũng tăng. Điều này phù hợp với mô hình lý thuyết của trƣờng phái Keynes. Các khoản vay nợ này hầu hết đƣợc s dụng tập trung v o đầu tƣ công. Trong dài hạn, nếu việc đầu tƣ c ng đƣợc thực hiện một cách hiệu quả và phù hợp, nó sẽ ch th ch tăng trƣởng kinh tế từ đ gia tăng việc làm và thu nhập của ngƣời dân. Do đ , nợ công Chính phủ c tác động dƣơng đối với chi tiêu dùng cá nhân. Tuy nhiên mức độ thể hiện ở nợ c ng Ch nh phủ lại há th p 0.08 . Điều n y thể hiện há r đặc điểm inh tế của các nƣớc Asean, đầu tƣ c ng thƣờng mang t nh d n trải, h ng mang t nh chiến lƣợc, thời gian thực hiện o d i v đánh giá nghiệm thu c ng tr nh thƣờng cho th y ch t lƣợng hác tệ. Qua đ cho th y số vốn ra đầu tƣ há lớn nhƣng mang lợi ch lại h ng nhƣ dự t nh hiến cho tăng trƣởng kinh tế chậm hơn dự đoán từ đ gia tăng việc làm và thu nhập của ngƣời dân không tăng mạnh nên tác động của nợ c ng ch nh phủ đến chi tiêu dùng còn há th p.
Hệ số ƣớc lƣợng của lnRGDPC ng 0.0279974 c nghĩa: t ng sản phẩm quốc dân nh quân đầu ngƣời c tác động dƣơng đối với chi tiêu dùng cá nhân, nghĩa l 1 thay đ i trong : t ng sản phẩm quốc dân nh quân đầu ngƣời sẽ o theo 0.027 thay đ i trong chi tiêu dùng cá nhân. Mặc dù sự thay đ i của t ng sản phẩm quốc dân nh quân đầu ngƣời đối với chi tiêu dùng cá nhân l r t th p, nhƣng ết quả n y l tƣơng đồng về mặt l thuyết, tức thu nhập của ngƣời dân c ng cao tƣơng ứng với mức chi tiêu dùng c ng tăng.
- Hệ số cắt l đại lƣợng hởi đầu của mỗi quốc gia trong ảng dữ liệu cũng c nghĩa thống ê ở mức 1 .
- Mức độ giải th ch cho sự thay đ i của iến PCE th ng qua các iên giải th ch GGD, GRE, lnRGDPC l tƣơng đối phù hợp thể hiện qua các giá trị R2 ở từng quốc gia (R2
within = 0.3653).
Từ phƣơng tr nh hồi quy cân ng của các iến trong d i hạn, ta t nh đƣợc phần dƣ Resid, phần ết hợp tuyến t nh của t t cả các iến. Giá trị thống ê m tả của iến phần dƣ Resid nhƣ sau:
Bảng 4.8: Thống kê mô tả phần ƣ Resi Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nh nh t Giá trị lớn nh t Số quan sát resid overall - 7.57e-17 4.63181 - 61.06677 86.04639 N = 136 n = 8 T = 17 between 3.698267 - 62.28828 73.87054 within 3.065531 - 60.09434 79.93364
Theo ảng 4.8, ta nhận th y phần dƣ c giá trị trung nh gần ng zero, điều n y cho th y các giá trị của phần dƣ xoay quanh một giá trị cố định ng zero. Áp dụng iểm định fisher thuộc t nh Phillip-Perron, độ tr ng 2 c xu thế lẫn h ng xu thế cho iến phần dƣ, ta nhận đƣợc ết quả lần lƣợt trong Bảng 4.9 v Bảng 4.10.
Bảng 4.9: Kiểm định t nh ừng Fisher thuộc t nh Phillips-Person không u thế, độ trễ 2 iến phần ƣ)
Biến Tiêu chuẩn t-value p-value N T
resid Inverse chi-squared(16) p 38.2712*** 0.0014 8 17 Inverse normal z -1.1583** 0.0234 8 17 Inverse logit t(44) L* -2.1458** 0.0187 8 17 Modified inv. chi-squared Pm
3.9370*** 0.0000 8 17 : Mức nghĩa 1 , : : Mức nghĩa 5 , : Mức nghĩa 10
Bảng 4.10: Kiểm định t nh ừng Fisher thuộc t nh Phillips-Person có u thế, độ trễ 2 iến phần ƣ)
Biến Tiêu chuẩn t-value p-value N T
resid
Inverse chi-squared(16) p
40.0970*** 0.0008 8 17 Inverse normal z
Inverse logit t(44) L*
-2.9620*** 0.0025 8 17 Modified inv. chi-squared Pm
4.2598*** 0.0000 8 17 : Mức nghĩa 1 , : : Mức nghĩa 5 , : Mức nghĩa 10
Từ Bảng 4.9 v Bảng 4.10 cho việc iểm định t nh dừng của iến phần dƣ trong hai trƣờng hợp h ng xu thế v c xu thế, ta th y đƣợc l ở cả 4 tiêu chuẩn hảo sát, phần dƣ resid đều dừng ở mức nghĩa lần lƣợt từ 5 v 1 . Điều n y c nghĩa l Resid c ậc t ch hợp l I 0 . Ta c thể ết luận r ng m h nh hiệu ch nh sai số ECM đƣợc áp dụng cho phân t ch dữ liệu ảng h ng cân ng đang hảo sát là th ch hợp.
Bƣớc tiếp theo trong m h nh phân t ch ECM l xem x t phƣơng tr nh hồi quy của các iến trong ngắn hạn nhƣ thế n o v t nh toán tốc độ hiệu ch nh.
4.3.2. Phƣơng tr nh hồi quy của các iến trong ngắn hạn
Bƣớc cuối cùng trong m h nh hiệu ch nh sai số ECM l việc xác định hệ số điều ch nh của m h nh. Hệ số điều ch nh l tốc độ hiệu ch nh ết hợp của các iến trong ngắn hạn sao cho tác động của các iến trong d i hạn cân ng. Do đ , đề t i thực hiện hồi quy dữ liệu ảng h ng cân ng với tác động cố định cho t t cả các iến sai phân v độ tr ậc 0 của iến phần dƣ, ta c phƣơng tr nh tác động của các iến trong ngắn hạn. Kết quả hồi quy đƣợc tr nh y trong Bảng 4.11.
Bảng 4. 11: Kết quả hồi quy cho mô h nh cân ng trong ngắn hạn ECM) có phân t ch độ mạnh (robust)
iến phụ thuộc iến độc lập Hệ số ƣớc lƣợng P > |t| F-test R2 DPCE DGGD 0.0972857*** 0.002 F(3,7) = 359.39 Prob>F = 0.000 within = 0.1506 between = 0.0618 overall = 0.1364 DGRE 0.3421574 0.264 DlnRGDPC 0.0877521** 0.012 Lresid 0.5425423* 0.060 Hệ số cắt -9.089358* 0.065 Tốc độ hiệu ch nh l β = 0.5425 = 54.25 /năm
Kết quả hồi quy m h nh tác động trong ngắn hạn c phân t ch độ mạnh ở Bảng 4.11 cho ta các nhận định sau:
- Tác động đồng thời của 4 iến giải th ch DGGD, DGRE, DlnRGDPC, Lresid lên iến phụ thuộc DPCE l c nghĩa ở mức 1 thể hiện qua giá trị thống ê F iểm định Wald v p-value = 0.000 của n .
- Tác động riêng phần của hai iến DGGD, DlnRGDPC l c nghĩa thống ê lần lƣợt ở mức nghĩa l 1 v 5 .
- Hệ số hiệu ch nh hệ số ƣớc lƣợng của iến Lresid l c nghĩa thống ê ở mức 10 . Theo đ , tốc độ hiệu ch nh của m h nh l β = 0.5425 = 54.25 /năm. Với giá trị n y, thời gian cần thiết để m h nh đạt cân ng trong d i hạn l η = 100/54.25 = 1,85 năm ~ 2 năm.
T m lại, m h nh hiệu ch nh sai số ECM đƣợc áp dụng cho m h nh của đề t i cho các ết quả nhƣ sau:
- Các iến giải th ch trong m h nh GGD, lnRGDPC c tác dụng dƣơng lên chi tiêu dùng cá nhân iến PCE trong đ các hệ số ƣớng lƣợng của GGD v lnRGDPC c nghĩa thống ê ở mức lần lƣợt l 10 v 5 .
- Mức độ giải th ch cho sự thay đ i của iến PCE th ng qua các iến giải th ch GGD, GRE, lnRGDPC l tƣơng đối phù hợp thể hiện qua các giá trị R2 ở từng quốc gia R2
within = 0.3653).
- Tốc độ v thời gian hiệu ch nh của m h nh lần lƣợt l β = 0.5425 = 54.25 /năm v η = 100/54.25 = 1,85 năm ~ 2 năm.
Ngo i ra, Hệ số ƣớc lƣợng của GGD ng 0.0807886 c nghĩa: nợ công Chính phủ c tác động dƣơng đối với chi tiêu dùng cá nhân, nghĩa l 1 thay đ i trong nợ c ng Ch nh phủ sẽ o theo 0.08 thay đ i trong chi tiêu dùng cá nhân. Kết quả n y c nghĩa l hi mức nợ công Chính phủ gia tăng, đồng nghĩa mức chi tiêu dùng cá nhân cũng tăng. Điều này phù hợp với mô hình lý thuyết của trƣờng phái Keynes. Các khoản vay nợ này hầu hết đƣợc s
dụng tập trung v o đầu tƣ c ng. Trong d i hạn, nếu việc đầu tƣ c ng đƣợc thực hiện một cách hiệu quả và phù hợp, nó sẽ ch th ch tăng trƣởng kinh tế từ đ gia tăng việc làm và thu nhập của ngƣời dân. Do đ , nợ công Chính phủ