1 3 Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế
3.2.3.2 Phân tích cân bằng dài hạn-Phân tích đồng liên kết
Hồi quy đồng liên kết theo phương pháp phân tích phần dư (εt) hai bước của Engle- Granger. Tại bước 1, nghiên cứu thiết lập mối tương quan cân bằng trong dài hạn trong số các biến; bước 2 nghiên cứu kiểm định tính liên kết của phần dư (εt) bằng
cách dùng thống kê ADF. Nếu kết quả kiểm định cho thấy phần dư là chuổi dừng thì khẳng định tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình đã thực hiện ở bước 1.
Bước 1: Hồi quy phương trình (1)
Với sự hỗ trợ của phần mền Eview 5.1 (phụ lục 3), kết quả hồi quy phương trình (1) như sau :
Yt = 0,073177 + 0,01264 lnEDTt + 0,001061 lnFDIt + 0,024589 lnINVt
- 0.008371 lnTDSt + 0,043041EXPt + εt (2)
R2 = 0.591688 ; Adjusted R2 = 0.484238 ; DW = 1.254809 Để kiểm chứng các hệ số hồi qui tuyến tính của mô hình (1) có đồng thời bằng không , chúng ta thực hiện kiểm định Wald, với giả thuyết hệ số các biến trong mô hình đồng thời bằng không. Kết quả như sau :
Bảng 3.3 : Kiểm định wald mô hình 1
Test Statistic Value df Probability F-statistic 5.506614 (5, 19) 0.0027
Chi-square 27.53307 5 0.0001
Với mức ý nghĩa = 5%, kiểm định ràng buộc tuyến tính (kiểm định Wald) bác bỏ giả thuyết các biến trong mô mình đồng thời bằng không. Điều này cho thấy kết quả hồi quy mô hình là có ý nghĩa.
Bước 2 : Kiểm định phần dư.
εt = Yt - 0.073177- 0,012641 lnEDTt – 0.001061 lnFDIt – 0.024589 lnINVt + 0.008371 lnTDSt – 0.043041 EXPt (2)
Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 3.4 : Kiểm định phần dư của mô hình (2)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test
Test critical values: 1% level -3,752,946 5% level -2,998,064 10% level -2,638,752 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
Ta thấy trị tuyệt đối giá trị thống kê ADF lớn hơn trị tuyệt đối giá trị tới hạn nên kết luận phần dư là chuỗi dừng. Khi phần dư là một chuỗi dừng khẳng định các biến trong mô hình (1) là đồng liên kết, nghĩa là các biến trong mô hình này có tồn tại quan hệ cân bằng về dài hạn.
+ Giải thích ý nghĩa mô hình:
R2 = 0.591688 cho biết mô hình giải thích được 59,2 % sự phụ thuộc của tăng trưởng kinh tế Việt Nam vào nợ nước ngoài, đầu tư trong nước, đầu tư trực tiếp nước ngoài, độ mở nền kinh tế và dịch vụ nợ trên xuất khẩu.
DW = 1.254809 cho thấy mô hình không có dấu hiệu xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).
Căn cứ kết quả hồi qui, dấu của các hệ số hồi qui phù hợp với kỳ vọng của nghiên cứu. Trước hết, hệ số của Ln EDT = 0.012641, hệ số mang dấu dương cho thấy nợ nước ngoài trên GDP đồng biến với tăng trưởng kinh tế, nợ nước ngoài bổ sung nguồn vốn bị thiếu hụt do mất cân đối giữa tiết kiệm và đầu tư. Như vậy, tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP của Việt Nam chưa vượt qua ngưỡng nợ “ Debt threshold” hay ngưỡng an toàn.
Tiếp theo là biến số đầu tư trong nước trên GDP cũng đồng biến với tăng trưởng kinh tế là hoàn toàn phù hợp. Việt Nam đã đạt được tốc độ tăng trưởng kinh tế tương đối cao trong gần 20 năm qua, trung bình 7,4% hàng năm trong giai đoạn 1990 - 2010. Tốc độ tăng trưởng tương đối cao phù hợp với sự tăng nhanh về đầu tư nhà nước và tư nhân. Hiệu quả của đầu tư trong nước từ việc sử dụng các nguồn lực
trong nước để duy trì tiềm lực sẵn có hoặc tạo ra tiềm lực lớn hơn cho sản xuất, kinh doanh, nhằm tạo ra nhiều hàng hóa có giá trị, dịch vụ tốt hơn, góp phần nâng cao giá trị sinh hoạt đời sống cao hơn. Như vậy, đầu tư trong nước là nền tảng, phát triển kết cấu tầng kinh tế -xã hội, tạo môi trường thuận lợi cho các doanh nghiệp trong mọi lĩnh vực phát triển, đồng thời thu hút nguồn vốn đầu tư nước ngoài, đảm bảo sự phát triển toàn diện giữa các ngành, vùng , miền kinh tế, góp phần đảm bảo tăng trưởng kinh tế bền vững.
Bên cạnh đó độ mở nền kinh tế, cũng tương quan thuận với tăng trưởng kinh tế, khi độ mở nền kinh tế gia tăng, đồng nghĩa với việc cơ hội giao thương hàng hóa của Việt Nam với bên ngoài tăng lên nên góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Việt Nam. Điều này phù hợp xu thế thời đại, thực trạng và chính sách mở cửa kinh tế của Việt Nam hiện nay, bằng chứng việc gia nhập WTO đã có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế của nước ta trong bốn năm qua, xuất-nhập khẩu tăng mạnh, quan hệ hợp tác kinh tế và thương mại với nhiều nước được tăng cường và mở rộng, đặc biệt là với các đối tác quan trọng. Lực lượng doanh nghiệp phát triển nhanh, các thị trường nhân tố mau chóng mở rộng, một số sản phẩm và doanh nghiệp khẳng định được chỗ đứng trên thị trường trong nước và quốc tế. Thể chế kinh tế và môi trường kinh doanh trong nước được cải thiện về nhiều mặt theo hướng mở rộng tự do hóa thương mại và đầu tư, phù hợp với các cam kết của nước ta với WTO cũng như các cam kết đa phương và song phương khác, đặc biệt trong khuôn khổ ASEAN và với các đối tác trong khu vực.
Trong khi đó, theo kết quả hồi qui thì tỷ lệ dịch vụ nợ trên xuất khẩu tác động âm đến tăng trưởng, cho thấy việc thanh toán nợ làm giảm nguồn lực đầu tư trong nước, nên việc gia tăng tỷ lệ này làm giảm tăng trưởng kinh tế là phù hợp.
Đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP tỷ lệ thuận với tăng trưởng kinh tế. Vai trò của FDI được thể hiện rất rõ qua việc đóng góp vào các yếu tố quan trọng của tăng trưởng như bổ sung nguồn vốn đầu tư, đẩy mạnh xuất khẩu, chuyển giao công nghệ, phát triển nguồn nhân lực và tạo việc làm,…Ngoài ra, FDI cũng đóng góp tích cực
vào tạo nguồn thu ngân sách và thúc đẩy Việt Nam hội nhập sâu rộng vào nền kinh tế thế giới. Nhờ có sự đóng góp quan trọng của FDI mà Việt Nam đã đạt được tốc độ tăng trưởng kinh tế cao trong nhiều năm qua và được biết đến là quốc gia phát triển năng động, đổi mới, thu hút được sự quan tâm của cộng đồng quốc tế. Tuy nhiên, FDI cũng đã và đang tạo ra nhiều vấn đề ảnh hưởng tiêu cực đến tính bền vững của tăng trưởng và chất lượng cuộc sống của người dân. Gần đây, đã xuất hiện hàng loạt vấn đề gây bức xúc dư luận xã hội, trong đó nổi bật là chất lượng sử dụng FDI thấp, thiếu tính bền vững, ô nhiễm môi trường trầm trọng.
Trong mức ý nghĩa thống kê:
Khi tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP tăng lên 1% thì tăng trưởng kinh tế sẽ tăng 0.012641 điểm phần trăm;
Khi tỷ lệ tỷ lệ đầu tư trong nước trên GDP tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế sẽ tăng 0.024589 điểm phần trăm;
3.2.3.3 Phân tích cân bằng ngắn hạn - Mô hình ECM.
Theo Granger (1983 và 1986) khái niệm cân bằng dài hạn chỉ định sự tương đương về mặt thống kê của đồng tích hợp. Khi có đồng tích hợp và khi có một cú sốc bất kỳ xảy ra gây ra sự mất cân bằng thì sẽ tồn tại quá trình điều chỉnh động ngắn hạn như cơ chế hiệu chỉnh sai số. Cơ chế này sẽ đưa hệ thống trở lại cân bằng dài hạn. Thực tế cho thấy, đồng tích hợp hàm ý sự tồn tại dạng hàm hiệu chỉnh sai số động trong xem xét quan hệ giữa các biến, do vậy mô hình ECM được sử dụng trong ước lượng sẽ cho phép xác định cân bằng dài hạn từ sự vận động ngắn hạn được xác định từ dữ liệu thực tế.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy hầu hết các biến là chuỗi dừng ở sai phân bậc một I(1), và có tồn tại sự đồng liên kết trong phương trình (1) nên ta có thể sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM), để tính toán mức độ tác động của các nhân tố đến biến động của tăng trưởng kinh tế và xác định mức chênh lệch trong ngắn hạn so với mức cân bằng dài hạn của chỉ số tăng trưởng kinh tế.
mô hình ở sai phân bậc một, để tìm ra bước trể tối ưu. Kết quả cho thấy các tiêu chuẩn FPE, AIC,SC và HQ chỉ ra bước trể tối ưu là 2, trong khi tiêu chuẩn LR chỉ ra bước trể là 1 (xem thêm Phụ lục 4).
Với kết quả lựa chọn bước trể như trên, đầu tiên mô hình ECM được thực hiện với bước trể giới hạn là 2 kỳ, phần hiệu chỉnh sai số là biến ECt-1 được lấy từ phương trình (1).
ECt-1 = LnYt-1 - α0 - α1 lnEDTt-1 - α2 lnEXPt-1 - α3 lnFDIt-1 - α4 lnINVt-1 - α5 lnTDSt-1
Mô hình cụ thể : ∆y = 0 + t i i i y ln 2 0 + t i i i EDT ln 2 0 + t i i i EXP 2 0 + t i i i INV ln 2 0 + i t i i TDS ln 2 0 + ECt-1 + ut (3)
+ Kết quả hồi qui mô hình hiệu chỉnh sai số ECM với 2 bước trễ được trình bày trong Bảng 3.5.
Bảng 3.5: Hồi qui mô hình ECM với 2 bước trễ.
Dependent Variable: DY
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. DY t_1 0.834475 0.427518 1.951906 0.146 DY t_2 -0.56538 0.395899 -1.42809 0.2486 DEXP 0.13964 0.119675 1.166828 0.3276 DEXP t_1 -0.13934 0.05222 -2.66837 0.0758 DEXP t_2 0.337598 0.218376 1.545946 0.2198 DLnEDT -0.01705 0.010194 -1.67277 0.193 DLnEDT t_1 0.093038 0.044986 2.068142 0.1305 DLnEDT t_2 -0.06031 0.049023 -1.23032 0.3063 DLnFDI -0.04771 0.025398 -1.87844 0.1569 DLnFDI t_1 0.078622 0.052242 1.504947 0.2294 DLnFDI t_2 -0.02985 0.016915 -1.76476 0.1758 DLnINV 0.082433 0.0321 2.567984 0.0826
DLnINV t_1 0.084166 0.056759 1.48286 0.2347 DLnINV t_2 -0.15486 0.134322 -1.15288 0.3325 DLnTDS 0.047054 0.023619 1.992193 0.1404 DLnTDSt_1 -0.04644 0.020425 -2.27348 0.1076 DLnTDS t_2 0.004823 0.01212 0.397919 0.7173 EC t_1 -0.65619 0.634861 -1.03359 0.3773 C 0.005511 0.008888 0.620049 0.5791 R-squared 0.975859 Mean dependent var 0.000749 Adjusted R-squared 0.831016 S.D. dependent var 0.013812 S.E. of regression 0.005678 Akaike info criterion -7.7696 Sum squared resid 9.67E-05 Schwarz criterion -6.82734 Log likelihood 104.4656 F-statistic 6.737354 Durbin-Watson stat 2.432294 Prob(F-statistic) 0.07065
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
Hình 3.2. Đường biểu diễn giá trị dự báo và phần dư mô mình ECM dựa trên phần dư phương pháp Engle-Granger (3)
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
-.008 -.004 .000 .004 .008 -.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Phan du Gia tri thuc Du bao
Kết quả hồi quy (bảng 3.5) cho thấy khó có thể xác định chắc chắn biến nào là biến có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn vì nếu căn cứ vào xác xuất khả năng (Pro) của các hệ số hồi quy thì các hệ số này chưa đáng tin cậy về mặt thống kê. Do đó, cần phải xem xét để điều chỉnh bước trể xuống còn 1 kỳ.
Mô hình điều chỉnh như sau:
∆y = 0 + t i i i y ln 1 0 + t i i i EDT ln 1 0 + t i i i EXP 1 0 + t i i i INV ln 1 0 + i t i i TDS ln 1 0 + ECt-1 + ut (4)
Kết quả hồi qui mô hình hiệu chỉnh sai số ECM với 1 bước trễ được trình bày trong Bảng 3.6.
Bảng 3.6: Hồi qui mô hình ECM với 1 bước trễ.
Dependent Variable: DY
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DY t_1 0.398003 0.182429 2.18169 0.0541 DEXP -0.03105 0.0224 -1.38614 0.1958 DEXP t_1 -0.11205 0.032877 -3.40804 0.0067 DLnEDT -0.00023 0.006334 -0.03608 0.9719 DLnEDT t_1 0.018424 0.009184 2.006124 0.0726 DLnFDI -0.00857 0.008372 -1.02352 0.3302 DLnFDI t_1 0.007344 0.002895 2.537008 0.0295 DLnINV 0.053421 0.026458 2.019059 0.0711 DLnINV t_1 0.091286 0.030211 3.021571 0.0129 DLnTDS 0.003299 0.005807 0.568155 0.5825 DLnTDS t_1 -0.01246 0.004677 -2.66456 0.0237 ECt_1 -1.11531 0.191427 -5.82631 0.0002 C -0.00486 0.002254 -2.15781 0.0563
R-squared 0.897227 Mean dependent var 0.001391
Adjusted R-squared 0.773898 S.D. dependent var 0.013842
S.E. of regression 0.006582 Akaike info criterion -6.91151
Sum squared resid 0.000433 Schwarz criterion -6.26971
Log likelihood 92.48237 F-statistic 7.275112
Durbin-Watson stat 2.198496 Prob(F-statistic) 0.001851
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
Hình 3.3. Đường biểu diễn giá trị dự báo và phần dư mô mình ECM dựa trên phần dư phương pháp Engle-Granger (4)
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
Từ kết quả phân tích được trình bày tóm tắt trong bảng 3.6, ở các mức ý nghĩa thống kê, trong ngắn hạn, biến tăng trưởng kinh tế chịu tác động bởi chính nó trong
-.008 -.004 .000 .004 .008 .012 -.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Phan du Gia tri thuc Du bao
độ trể 1 kỳ, ngoài ra còn chịu ảnh hưởng bởi các biến: DEXPt_1(Độ mở nền kinh tế độ trể 1 kỳ) , DLnEDTt_1 (Tỷ lệ nợ nước ngòai trên GDP độ trể 1 kỳ), DLnFDIt_1
(Tỷ lệ đầu tư nước ngòai trên GDP độ trể 1 kỳ), DlnINV và DLnINVt_1(Tỷ lệ đầu tư trong nước trên GDP độ trể 1 kỳ) và DLnTDS t_1 (Tỷ lệ dịch vụ nợ trên GDP độ trể 1 kỳ).
Hệ số phần điều chỉnh sai số ECt-1 của mô hình đều mang dấu âm, hệ số mang dấu âm cho biết các nhân tố ở thời kỳ này có chịu ảnh hưởng bởi những bất cân bằng thời kỳ trước. Thứ hai, hệ số ECt-1 đảm bảo mối quan hệ đồng liên kết đã tìm ra ở phần trước. Hệ số ECt-1 có giá trị -1.11531 với phương pháp hồi quy của Engle- Granger cho thấy tốc độ điều chỉnh về cân bằng là khá nhanh.
+ Kiểm định sự phù hợp của mô hình ECM 1 bước trễ:
Kiểm định RESET của Ramsey:
Một trong những kiểm định phổ biến nhất để kiểm định sai dạng mô hình là kiểm định RESET của Ramsay (1969), đây là loại kiểm định Wald thông thường (dựa trên thống kê F) cho việc đưa thêm các giải thích vào mô hình. Nếu một hoặc một số hệ số có ý nghĩa thống kê, thì đó là dấu hiệu của việc sai mô hình (tổng quát), ngược lại nếu chấp thuận giả thuyết thì mô hình ban đầu là đúng.
Bản 3.7. Kết quả kiểm ý nghĩa thống kê mô hình ECM (Mô hình 1 bước trễ)
Ramsey RESET Test: 4
F-statistic 1,605722 Prob. F(4,6) 0,287413 Log likelihood ratio 16,73897 Prob. Chi-Square(4) 0,002172
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
Căn cứ vào kết quả kiểm định, với mức ý nghĩa 5% các hệ số của mô hình không có ý nghĩa thống kê và xác xuất Pro.F là 28,74% >5%, do đó ta chấp thuận giả thuyết và nhận định mô hình ban đầu là đúng.
Kiểm định phần dư có phân phối chuẩn (Kiểm định Histogram-Normality ).
Theo lý thuyết định lượng nếu phần dư không ngẫu nhiên, không có phân phối chuẩn là một thông tin quan trọng cho biết mô hình hồi quy chưa tốt do có thể bị các lỗi như bỏ sót biến quan trọng, sai dạng hàm, phương sai thay đổi, tự tương quan,..Hơn nữa, phần dự là hạng nhiễu có trung bình bằng không và phương sai không đổi. Nếu giả định này không thõa mãn thì các thống kê suy luận của mô hình hồi quy ( như tstat, Fstas, …) không có giá trị nữa. Do đó, để kiểm định phần dư có phân phối chuẩn hay không chúng ta sử dụng thống kê JB của jarque-berra (1990).
Bảng 3.8: Phần dư có phân phối chuẩn ECM dựa trên phần dư
phương pháp Engle- Granger
Mức ý nghĩa Kết luận
Histogram-Normality test: H0 : Phần dư có phân phối chuẩn
Jarque-Bera 1.774091
Probability 0.411871 5% Chấp nhận giả thuyết
Căn cứ vào kết quả kiểm định, xác xuất Pro. là 41.18% >5%, do đó ta chấp thuận giả thuyết và mô hình có phân phối chuẩn.
Hình 3.4 : Kết quả kiểm định Histogram-Normality.
0 1 2 3 4 5 6 7 -0.005 0.000 0.005 0.010 Series: Residuals Sample 3 25 Observations 23 Mean 1.38e-18 Median -8.18e-05 Maximum 0.011752 Minimum -0.007073