4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Kết quả mô hình nghiên cứu mở rộng
Bài nghiên cứu sử dụng SSPACE (State space) trong Eviews để ước lượng độ co giãn của ERPT theo chuỗi thời gian mẫu. Eviews cung cấp một loạt các công cụ kỹ thuật, như lọc dữ liệu, làm trơn dữ liệu, và các công cụ dự báo khác làm việc với các hệ thống động.
Một loạt các mô hình chuỗi thời gian, bao gồm cả mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển và các mô hình ARIMA, có thể được viết và ước tính như là những trường hợp đặc biệt của một sspace. Các mô hình sspace đã được áp dụng trong các nghiên cứu kinh tế lượng để mô hình hóa những đặc điểm không quan sát được như (lý trí) kỳ vọng, sai số đo lường, thiếu mẫu quan sát, thu nhập thường xuyên, các thành phần không quan sát được (chu kỳ và xu hướng). Cuộc khảo sát các ứng dụng của mô hình sspace trong kinh tế lượng có thể được tìm thấy trong Hamilton (1994, chương 13; 1994b) và Harvey (1989, chương 3, 4).
Một hệ thống động ở dạng sspace có hai lợi ích chính. Đầu tiên, sspace cho phép các biến không quan sát được (được gọi là các biến trạng thái) được kết hợp và ước tính cùng với các mô hình có thể quan sát. Thứ hai, các mô hình sspace có thể được phân tích bằng cách sử dụng một thuật toán truy hồi mạnh mẽ được gọi là bộ lọc Kalman (Bucy). Thuật toán bộ lọc Kalman được sử dụng để tính toán chính xác, dự báo khi mẫu hữu hạn cho mô hình ARMA Gauxơ (Gaussian), các mô hình ARMA đa biến (vectơ), MIMIC, mô hình Markov chuyển đổi, và mô hình hệ số (ngẫu nhiên) thời gian khác nhau. Vì vậy, chúng ta sử dụng sspace để ước lượng truy hồi ERPT vào giá nhập khẩu dọc theo chuỗi thời gian quan sát khi sử dụng chỉ số PPI của Mỹ đại diện cho chi phí của nhà xuất khẩu (hình 4.6).
47
Nhìn vào hình 4.6, chúng ta thấy rằng ERPT trong ngắn hạn liên tục biến động theo thời gian (ERPT thấp nhất vào quý 4/2004) khác với sự truyền dẫn hoàn toàn cân bằng trong dài hạn và có xu hướng đang gia tăng. Bài nghiên cứu sử dụng những ước lượng truy hồi này của ERPT và giá trị có độ trễ một quý của những biến kinh tế vi mô, vĩ mô đã mô tả ở trên để kiểm tra vai trò của những biến này lên sự thay đổi của ERPT theo thời gian.
Hình 4.6. Ước lượng truy hồi ERPT vào giá nhập khẩu Việt Nam
Bảng 4.9. Tác động của các yếu tố kinh tế vi mô và vĩ mô đến ERPT Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t P – value
C 35.66186 6.176632 5.773675 0.0000 FX(-1) -12.88426 15.02885 -0.857302 0.3960 ID(-1) 0.295205 0.046534 6.343874 0.0000 INFLATION(-1) 10.29789 10.71928 0.960688 0.3421 OPENNESS(-1) -2.714803 0.501851 -5.409576 0.0000 OUTPUT GAP(-1) 61.07195 12.08978 5.051534 0.0000 WEATH(-1) 13.61790 2.357327 5.776840 0.0000
R-squared 0.737342 Mean dependent var -0.098945 Adjusted R-squared 0.700692 S.D. dependent var 0.579385 S.E. of regression 0.316976 Akaike info criterion 0.669194 Sum squared resid 4.320366 Schwarz criterion 0.936877 Log likelihood -9.729852 Hannan-Quinn criter. 0.771129 F-statistic 20.11851 Durbin-Watson stat 1.117966 Prob(F-statistic) 0.000000 -1.6 -1.2 -0.8 -0.4 0.0 0.4 0.8 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 ERPT ERPT
48
Kết quả ước lượng tác động của những biến kinh tế vi mô, vĩ mô lên độ co giãn của ERPT vào giá nhập khẩu được trình bày trong bảng 4.9. Chúng ta sử dụng phương pháp OLS để ước lượng cho chuỗi dữ liệu không dừng, nhưng có mối quan hệ trong dài hạn (chứng minh trong phần kiểm định đồng liên kết), sau đó thực hiện kiểm tra tính dừng của phần dư để xem kết quả có là hồi quy giả mạo hay không.
Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi (ARCH) và sự tương quan chuỗi của mô hình cho thấy không có tác động ARCH và không có sự tương quan chuỗi trong mô hình, mức ý nghĩa 1% (Bảng 4.10).
Bảng 4.10. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 2.553291 Prob. F(4,41) 0.0532 Obs*R-squared 9.173532 Prob. Chi-Square(4) 0.0569 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test
F-statistic 2.808421 Prob. F(4,39) 0.0385 Obs*R-squared 11.18143 Prob. Chi-Square(4) 0.0246
Sau khi kiểm định tính dừng (KPSS = 0.075018 < giá trị tới hạn = 0.739000) cũng như sự phân phối chuẩn của phần dư, chúng ta thấy rằng kết quả hồi quy là hợp lý, tồn tại mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến. Đồng thời, giá trị thống kê Durbin-Watson lớn hơn 1 nên đây là một ước lượng hiệu quả. Bây giờ, chúng ta xét đến hệ số của những biến kinh tế vi mô và vĩ mô (Hình 4.7 và Bảng 4.11).
Bảng 4.11. Kiểm định tính dừng của phần dư
Viet Nam KPSS stat.levels One percent critical value Null hypothesis: variable is stationary
49
Hình 4.7. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Tập trung vào ERPT của chỉ số giá nhập khẩu, chúng ta thấy rằng biến động tỷ giá hối đoái có tác động tiêu cực (nghịch biến) lên độ co giãn ERPT. Phát hiện này có vẻ như phù hợp với lập luận của Froot và Klemperer (1989) cho rằng biến động tỷ giá hối đoái tạm thời càng cao được kết hợp với ERPT càng thấp (tức là quan hệ phủ định) trong một môi trường cạnh tranh cao, bởi vì những nhà xuất khẩu đã chuẩn bị để nắm bắt biến động tạo cơ hội làm tăng giá hoặc gia tăng thị phần. Tuy nhiên, hệ số ước lượng của biến này lại không có ý nghĩa thống kê trong dài hạn ở Việt Nam.
Hệ số của biến ID (đại diện cho mức độ phụ thuộc vào nhập khẩu) là 0.295205, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả ước lượng này phù hợp với lập luận của Dornbusch hàm ý ERPT lớn hơn trong những nền kinh tế nhỏ và phụ thuộc vào nhập khẩu nhiều. Đối với Việt Nam, hệ số này nhỏ có lẽ là do nước ta không phụ thuộc vào bất kỳ một đối tác thương mại nào quá nhiều, các hoạt động thương mại, xuất – nhập khẩu được thực hiện với nhiều bạn hàng trên thế giới.
Tác động của lạm phát đến ERPT vào giá nhập khẩu của Việt Nam không có ý nghĩa thống kê trong dài hạn, tuy nhiên, chúng ta cũng xem xét đến hệ số của nó. Hệ số dương ngụ ý rằng cơ quan tiền tệ không đáng tin cậy dẫn đến mức độ/biến động cao của lạm phát, vì vậy dẫn đến ERPT cao đến giá trong nước (tham khảo Taylor, 2000; Choudhri và Hakura, 2006).
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 -0.6 -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 Series: Residuals Sample 2000Q2 2012Q3 Observations 50 Mean -5.66e-16 Median 0.031196 Maximum 0.629780 Minimum -0.594145 Std. Dev. 0.296936 Skewness -0.007285 Kurtosis 2.151210 Jarque-Bera 1.501369 Probability 0.472043 Residual Độ lệch chuẩn 0.296936 Hệ số bất đối xứng -0.007285 Độ lồi (Kurtosis) 2.151210 Jarque-Bera 1.501369 Prob 0.472043
50
Theo lý thuyết, mức độ hội nhập thương mại vừa có tác động làm tăng hay giảm mức độ của ERPT. Trong mô hình ước lượng của Việt Nam, thì hội nhập nhiều hơn càng làm giảm ERPT (hệ số là -2.714803, có ý nghĩa ở mức 1%) có nguyên nhân là do sự cạnh tranh nhiều hơn.
Một kiến thức phổ biến là các nước nghèo có quyền định giá ít hơn và vì vậy, ERPT vào giá nhập khẩu cao hơn so với các nước giàu (giả định các yếu tố khác không thay đổi), điều này đại diện cho một ví dụ của hành vi phân biệt giá (hay Pricing to market - PTM). Hệ số của biến Weath (đại diện cho mức độ giàu có của một quốc gia) là 13.61790, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% nhưng trái với lý thuyết.
Từ năm 2002 đến 2006, dữ liệu cho thấy nước ta có Output gap âm, và trong những năm khác, lỗ hổng sản lượng vẫn âm. Output gap âm ngụ ý rằng nền kinh tế còn nhiều rào cản chưa thể phát triển hết tiềm năng và do đó, nhu cầu trong nước hạn chế, trong bối cảnh này, ERPT cao có thể được quan sát thấy. Lỗ hổng sản lượng càng lớn có thể đại diện cho một cơ hội khuyến khích các doanh nghiệp nước ngoài để giảm bớt ERPT, vì vậy thể hiện một mối quan hệ nghịch biến theo lý thuyết. Tuy nhiên, ước lượng hồi quy cho thấy hệ số này là dương đáng kể và có ý nghĩa thống kê nhưng trái với lý thuyết.
Như vậy, khi ta xem xét tác động của những yếu tố kinh tế vi mô, vĩ mô lên sự thay đổi của ERPT theo thời gian thì chỉ có hai nhân tố có ảnh hưởng đến ERPT phù hợp với lý thuyết cũng như có ý nghĩa thống kê đó là mức độ phụ thuộc vào nhập khẩu và sự hội nhập của nền kinh tế. Khi kết hợp tác động của hai nhân tố này với nhau ta nhận thấy có một sự sụt giảm của ERPT theo thời gian khi nước ta ngày càng hội nhập và sản xuất phát triển, hàng hóa thay thế trong nước đa dạng hơn, chất lượng được cải thiện, đồng thời, ERPT giảm khi mức độ cạnh tranh tăng bởi vì điều này làm giảm khả năng các công ty hấp thụ những cú sốc chi phí do tỷ giá hối đoái gây ra bằng cách điều chỉnh lợi nhuận thay vì thay đổi giá. Như vậy có thể nói ERPT vào giá nhập khẩu của Việt Nam là một hiện tượng vi mô.
51