4.3.1 Dạng hàm cõ̀u nhọ̃p khõ̉u
Muụ́n xác định hàm cõ̀u nhọ̃p khõ̉u ta phải dựa vào mụ hình hụ̀i qui trong kinh tờ́ lượng. Hụ̀i qui là mụ̣t cụng cụ cơ bản của đo lường kinh tờ́. ý tưởng trọng tõm của phõn tích hụ̀i qui nhiờ̀u biờ́n là nghiờn cứu mụ́i liờn hợ̀ phụ thuụ̣c có tính thụ́ng kờ của mụ̣t biờ́n ngõ̃u nhiờn với nhiờ̀u biờ́n giải thích khác.
Mục tiờu của phõn tích hụ̀i qui là đi ước lượng và dự báo giá trị trung bình của biờ́n phụ thuụ̣c Y, dựa trờn các giá trị đã biờ́t của biờ́n giải thích; tức là trước hờ́t đi tìm hàm kỳ vọng có điờ̀u kiợ̀n của biờ́n phụ thuụ̣c với các giá trị đã biờ́t của biờ́n giải thích dưới dạng E(Y/Xi) = f(Xi). Từng giá trị riờng của biờ́n phụ thuụ̣c Yi sẽ biờ́n đụ̣ng xung quanh E(Y/Xi) và lợ̀ch gọi giá trị trung bình có điờ̀u kiợ̀n này mụ̣t lượng ui, mụ́i quan hợ̀ này có dạng mụ hình hụ̀i qui tụ̉ng thờ̉:
Ta gọi ui là nhiờ̃u thụ́ng kờ hay sai sụ́ thụ́ng kờ. Sai sụ́ thụ́ng kờ giải thích những biờ́n đụ̣c lọ̃p có tác đụ̣c đờ́n biờ́n phụ thuụ̣c nhưng khụng đưa và mụ hình hụ̀i qui.
Trong thực tờ́ sự thành cụng của phõn tích hụ̀i qui còn phụ thuụ̣c vào sự sẵn có của sụ́ liợ̀u phù hợp. Người ta chỉ có thờ̉ nghiờn cứu tọ̃p tụ̉ng thờ̉ Y thụng của viợ̀c lṍy mõ̃u với mụ̣t cỡ mõ̃u n nhṍt định, và từ mụ hình hụ̀i qui mõ̃u:
Yi = E( ∧
Y /Xi) + u∧i (4-21)
Ta tìm được hàm hụ̀i qui mõ̃u (4-2) dùng đờ̉ ước lượng thay cho hàm hàm hụ̀i qui tụ̉ng thờ̉ (4-1), trong đó u∧i là các sai lợ̀ch giữa giá trị thực tờ́ và giá trị ước lượng của Y được gọi là các phõ̀n dư. Các biờ́n đưa vào mụ hình hụ̀i qui khi lṍy sụ́ liợ̀u chúng được thờ̉ hiợ̀n dưới dạng các chuụ̃i thời gian. Trước tiờn ta phải chọn dạng hàm hụ̀i qui. Có rṍt nhiờ̀u dạng hàm hụ̀i qui, nhưng khụng có mụ̣t tiờu chuõ̉n rõ ràng nào đờ̉ có thờ̉ dựa vào đó mà chọn dạng hàm. Người nghiờn cứu ít hay nhiờ̀u buụ̣c phải lựa chọn mụ̣t dạng hàm tuỳ theo nhọ̃n thức vờ̀ lý thuyờ́t của riờng mình với hy vọng rằng sự lựa chọn dạng hàm khụng phản ánh trái ngược lại kờ́t quả của mình. Có hai dạng hàm phụ̉ biờ́n thường được sử dụng là dạng hàm tuyờ́n tính và tuyờ́n tính loga có dạng như sau:
- Dạng hàm hụ̀i qui tuyờ́n tính có k tham sụ́:
f(Xi) = a0 + a1X1 + a2X2 + ... + ak-1Xk-1 (4-22) - Dạng hàm hụ̀i qui tuyờ́n tính loga có k tham sụ́:
lnf(Xi) = ln(a0) + a1ln(X1) + a2ln(X2) + ... + ak-1ln(Xk-1) (4-23) Do dạng hàm tuyờ́n tính có đụ̣ co giãn của cõ̀u theo giá giảm dõ̀n khi thu nhọ̃p thực tờ́ tăng lờn, điờ̀u này làm giảm chṍt lượng của mụ hình trong dài hạn và là nhược điờ̉m cơ bản của dạng hàm này so với dạng hàm tuyờ́n tính loga. Mặt khác với hàm tuyờ́n tính loga, hợ̀ sụ́ hụ̀i qui tìm được của các biờ́n giải thích dạng log lại chính là đụ̣ co giãn của cõ̀u theo biờ́n đó. Chính vì vọ̃y trong nghiờn cứu này tụi sử dụng dạng hàm hụ̀i qui là hàm tuyờ́n tính loga. Đờ̉ đánh giả ảnh hưởng của các chính sách đụ̉i mới kinh tờ́ tác đụ̣ng đờ́n cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ ta cõ̀n sử dụng thờm biờ́n giả. Khi đó hợ̀
sụ́ của biờ́n giả trong hàm hụ̀i qui chính là mức đóng góp biờn của chính sách đụ̉i mới.
4.3.2 Phõn tích giả thiờ́t và các biờ́n đưa vào mụ hình cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ
Mụ hình cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ được xõy dựng dựa trờn hai giả thiờ́t cơ bản là: - Người sản xuṍt nụng nghiợ̀p cực tiờ̉u hoá chi phí đờ̉ đạt được mức sản lượng đõ̀u ra cho trước với mụ̣t cụng nghợ̀ sản xuṍt nhṍt định. (4-24)
- Cung thờ́ giới cho urờ nhọ̃p khõ̉u là co giãn hoàn toàn. (4-25) Biờ́n phụ thuụ̣c ta chọn ở đõy là cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ, mụ̣t đõ̀u vào cho sản xuṍt nụng nghiợ̀p, nờn hàm cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ là mụ̣t hàm cõ̀u dõ̃n xuṍt. Giả thiờ́t thứ nhṍt ( 4-5) hàm ý rằng hàm cõ̀u urờ trước tiờn phải phụ thuụ̣c vào hai biờ́n giải thích cơ bản là giá thực của urờ (P) và mức sản lượng đõ̀u ra của sản xuṍt nụng nghiợ̀p – trong đó đõ̀u ra chính của sản xuṍt nụng nghiợ̀p có thờ̉ lṍy mõ̃u là tụ̉ng sản lượng lương thực hàng năm (LT). Giả thiờ́t này phù hợp với hành vi của người sản xuṍt và cho phép khụng cõ̀n quan tõm đờ́n giá cả đõ̀u ra như ở mụ hình cực đại hóa lợi nhuọ̃n. Do đó, hàm cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ phải chứa 2 biờ́n cơ bản đõ̀u tiờn là P và LT.
Giả thiờ́t thứ hai (4.6) phù hợp với hõ̀u hờ́t các nghiờn cứu vờ̀ cõ̀u nhọ̃p khõ̉u nói chung và cũng phù hợp với cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ của Viợ̀t Nam, vì lượng cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ vào Viợ̀t Nam là rṍt nhỏ so với lượng cung urờ của thờ́ giới cho xuṍt khõ̉u urờ, [37] và [53]. Hơn nữa, có rṍt nhiờ̀u nước sản xuṍt urờ với các phương thức và cụng nghợ̀ khác nhau nờn cung dài hạn urờ của thờ́ giới là co giãn hoàn toàn, [58].
Giả thiờ́t này đảm bảo cho viợ̀c ước lượng hợ̀ sụ́ của hàm cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ là mụ̣t ước lượng khụng chợ̀ch khi thu nhọ̃p thực tờ́ tăng làm dịch chuyờ̉n cả cung và cõ̀u urờ.
Hỡnh 4-4: Cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ khi urờ nhọ̃p khõ̉u và urờ sản xuất trong nước là hàng hóa thay thờ́ hoàn hảo
Mặt khác, ta thṍy rằng Viợ̀t Nam cũng đã sản xuṍt được urờ, nờn cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ là mụ̣t dạng cõ̀u vượt, như mụ tả ở Hỡnh 4 -4. Khi đó đõ̀u tư trong nước cho sản xuṍt urờ làm tăng khả năng cạnh tranh của ngành cụng nghiợ̀p này với urờ nhọ̃p khõ̉u. Đõ̀u tư này tăng, giá urờ trong nước sẽ giảm, làm cho lượng nhọ̃p khõ̉u urờ giảm. Chỉ có cách duy nhṍt giải thích cho điờ̀u này là đưa khả năng của ngành cụng nghiợ̀p cạnh tranh trong nước với nhọ̃p khõ̉u, tức biờ́n cung trong nước, như là mụ̣t biờ́n giải thích vào hàm cõ̀u nhọ̃p khõ̉u. Do vọ̃y biờ́n giải thích thứ ba sẽ là lượng cung urờ trong nước (S).
Urờ là loại phõn vụ cơ chỉ dùng cho sản xuṍt nụng nghiợ̀p trờn mụ̣t diợ̀n tích canh tác hàng năm nhṍt định. Vờ̀ mặt định tính diợ̀n tích canh tác càng mở rụ̣ng thì cõ̀n càng nhiờ̀u phõn urờ đờ̉ bụ̉ sung chṍt dinh dưỡng cho đṍt. Do đó đờ̉ mở rụ̣ng mụ hình cõ̀u nhọ̃p khõ̉u ta có thờ̉ đưa thờm vào biờ́n giải thích diợ̀n tích canh tác (DT).
Từ năm 2001 quá trình cụng nghiợ̀p hóa và chuyờ̉n đụ̉i cơ cṍu kinh tờ́ ở Viợ̀t Nam diờ̃n ra mạnh mẽ mụ̣t phõ̀n diợ̀n tích đṍt nụng nghiợ̀p bị co lại nhưng tụ̉ng sản lượng lương thực võ̃n gia tăng liờn tục do năng suṍt canh tác khụng ngừng tăng lờn. Như vọ̃y, vờ̀ mặt định tính ta cũng có thờ̉ đưa biờ́n năng suṍt lúa hàng năm (NS) vào mụ hình cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ. Tuy nhiờn, biờ́n tụ̉ng sản lượng lương thực và biờ́n năng suṍt có mụ́i quan hợ̀ đa cụ̣ng tuyờ́n khá chặt nờn ta bỏ qua biờ́n NS này.
Giỏ P
O Q
M Cầu vượt về urờ D Cầu urờ trong nước S Cung urờ trong nước
S M
Thành tựu đạt được trong ngành nụng nghiợ̀p của Viợ̀t Nam là nhờ có chính sách đụ̉i mới kinh tờ́ chuyờ̉n đụ̉i nờ̀n kinh tờ́ từ tọ̃p trung bao cṍp sang kinh tờ́ thị trường. Các chính sách đó tác đụ̣ng như thờ́ nào tới cõ̀u nhọ̃p khõ̉u phõn urờ? Đờ̉ lượng hóa ảnh hưởng này ta đưa thờm vào mụ hình hụ̀i qui biờ́n giả là biờ́n giải thích thứ năm, xem nó là biờ́n chính sách, DVt nó nhọ̃n giá trị bằng 1 cho những năm đã bước vào thời kì đụ̉i mới kinh tờ́, những năm 1986-1990 còn ảnh hưởng nặng của nờ̀n kinh tờ́ tọ̃p trung bao cṍp nhọ̃n giá trị bằng 0.
Mụ hình hàm cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ dạng tuyờ́n tính loga là:
lnUREt = a0+a11n(Pt)+a2ln(LTt)+a3ln(St)+a4ln(DT)+a5(DVt) + ut (4-26) Trong đó a0 là hợ̀ sụ́ chặn trong hàm hụ̀i qui; a1 là đọ co giãn cõ̀u nhọ̃p khõ̉u theo giá thực của urờ, phản ánh phõ̀n trăm thay đụ̉i của lượng cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ khi giá thực của nó thay đụ̉i 1%; a2 phản ánh phõ̀n trăm thay đụ̉i của lượng cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ khi tụ̉ng sản lượng lương thực thay đụ̉i 1%; a3 phản ánh phõ̀n trăm thay đụ̉i của lượng cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ khi lượng cung urờ trong nước thay đụ̉i 1%; a4 phản ánh phõ̀n trăm thay đụ̉i của lượng cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ khi diợ̀n tích canh tác nụng nghiợ̀p thay đụ̉i 1%; a5 phản ánh mức đóng góp biờn của chính sách đụ̉i mới vào cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ; ut là sai sụ́ ngõ̃u nhiờn phản án những ảnh hưởng thứ yờ́u khác, được giả thiờ́t có E(ut) = 0 , var(ut) = σ 2 khụng đụ̉i và khụng có tự tương quan.
Bảng 4-17: Sụ́ liợ̀u thụ́ng kờ vờ̀ lượng urờ NK, sản lượng lương thực, giá thực urờ, cung urờ trong nước, diợ̀n tích canh tác & năng suṍt
lúa của VN giai đoạn 1986-2006
Năm Lượng nhọ̃p urờ (tṍn) Sản lượng lương thực (triợ̀u tṍn) Lượng cung urờ trong nước (tṍn) Giá thực của urờ (triợ̀u VND) Diợ̀n tích canh tác (1000 ha) Năng suṍt lúa (tṍn/ha) 1986 319000 17,6689 16862 1,2356 7500 2,75 1987 414000 17,54 19600 0,94756 7850 2,82 1988 399000 18,4104 33006 1,03316 8100 2,91 1989 401000 19,6991 25762 1,04497 8650 3,21 1990 786000 19,8961 23603 0,45527 8750 3,18 1991 1080000 20,4939 44890 0,55367 9404 3,11 1992 424000 22,3383 82633 1,61319 9780 3,33 1993 1250000 23,7187 100093 1,8711 9978 3,48 1994 1543000 24,6721 103222 1,64708 10175 3,57 1995 1356000 26,1409 110972 1,86291 10496 3,69 1996 1467000 27,9334 120471 2,2262 10932 3,77 1997 1480000 29,1745 130170 2,02872 9580 3,88 1998 1944000 30,7575 63905 1,87912 11731 3,96 1999 1893000 33,1469 48769 1,97203 12295 4,1 2000 2108000 34,5354 76145 2,25447 12522 4,24 2001 1652000 34,2701 98971 2,41034 12250 4,29 2002 1818000 36,9584 107141 2,64462 12831 4,59 2003 1926000 37,4523 148196 3,24295 12971 4,63 2004 1708000 39,3229 390000 3,73973 13855 4,86 2005 861000 39,549 880000* 4,370404* 13900 4,89 2006 900000* 39,648 900000* 4,.407129* 13950 4,93
Nguụ̀n: 1. Niờn giám thụ́ng kờ; 2.Thời báo Kinh tờ́ Viợ̀t Nam. 3. Cụng ty Phõn Đạm và hóa chṍt Hà Bắc-45 năm xõy dựng và trưởng thành (1960-2005) ;* Sụ́ liợ̀u phõn tích của tác giả.
Hỡnh 4-7: Tụ̉ng sản lượng lương thực của VN giai đoạn 1986-2006
Hỡnh 4-8: Lượng cung urờ trong nước giai đoạn 1986-2006
Hỡnh 4-10: Năng suṍt lúa của VN giai đoạn 1986-2006
Sự thành cụng trong phõn tích kinh tờ́ nói chung và phõn tích hụ̀i qui nói riờng phụ thuụ̣c rṍt lớn vào viợ̀c sử dụng sụ́ liợ̀u thụ́ng kờ thích hợp và phương pháp sử lý các sụ́ liợ̀u đó. Các sụ́ liợ̀u có thờ̉ lṍy theo chuụ̃i thời gian hoặc sụ́ liợ̀u chéo. Sụ́ liợ̀u càng nhiờ̀u thì mụ hình qui càng phản ánh chính xác. Trong nghiờn cứu này tụi lṍy sụ́ liợ̀u thụ́ng kờ theo thời gian từng năm từ 1986 đờ́n 2006, tức là cỡ mõ̃u n = 21.
Viợ̀c phõn tích vờ̀ mặt định tính mụ́i liờn hợ̀ phụ thuụ̣c giữa từng biờ́n thích và biờ́n phụ thuụ̣c trước khi đưa chúng vào mụ hình là rṍt quan trọng. Nó ảnh hưởng trực tiờ́p đờ́n chṍt lượng của mụ hình sau này; nó tránh cho chúng ta gặp phải hiợ̀n tượng hụ̀i qui giả, và giúp ích rṍt nhiờ̀u trong viợ̀c khắc phục những khiờ́m khuyờ́t khác của mụ hình hụ̀i qui.
Tuy nhiờn, các chuụ̃i sụ́ lṍy theo thời gian có thờ̉ là chuụ̃i khụng dừng hay có nghiợ̀m đơn vị, khi đó giả thiờ́t vờ̀ sai sụ́ ngõ̃u nhiờn trong mụ hình hụ̀i qui bị vi phạm. Mặt khác, các biờ́n đưa vào mụ hình hụ̀i qui dưới dạng các chuụ̃i thời gian đờ̀u có tính xu thờ́. Vṍn đờ̀ đặt ra là liợ̀u có tụ̀n tại mụ́i quan hợ̀ hụ̀i qui thọ̃t sự giữa các biờ́n và liợ̀u có tụ̀n tại sự cõn bằng dài hạn của mụ́i quan hợ̀ đó trong mụ hình. Đờ̉ giải quyờ́t những cõu hỏi này chúng ta phải tiờ́n hành kiờ̉m định nghiợ̀m đơn vị và kiờ̉m định đụ̀ng liờn kờ́t trước khi tiờ́n hành hụ̀i qui.
Mụ̣t mụ hình hụ̀i qui khụng bao giờ phản ánh chính xác được thực tại, tuy nhiờn nó được đánh là tụ́t và có thờ̉ dùng đờ̉ dự báo khi nó đảm bảo được các nguyờn tắc sau:
- Tính tiờ́t kiợ̀m, tức là mụ hình càng đơn giản càng tụ́t, ở đõy chúng ta chỉ đưa vào mụ hình những biờ́n giải thích có ảnh hưởng lớn nhṍt đờ́n sản xuṍt nụng nghiợ̀p.
- Tính đụ̀ng nhṍt của các loại dữ liợ̀u. Các sụ́ liợ̀u lṍy theo chuụ̃i thời gian phải được thu thọ̃p đờ̀u đặn khách quan và chính xác theo từng kỳ (tháng, quí hoặc năm...) trong mụ̣t giai đoạn nhṍt định.
- Tính thích hợp, tức là hợ̀ sụ́ xác định R2 và hợ̀ sụ́ xác định đã điờ̀u chỉnh R2 càng gõ̀n 1 càng tụ́t, tức là mụ hình giải thích càng được nhiờ̀u sự biờ́n đụ̣ng của biờ́n phụ thuụ̣c thụng qua các biờ́n giải thích của mụ hình.
- Tính vững vờ̀ lý thuyờ́t. Tức là các hợ̀ sụ́ hụ̀i qui tìm được phải phản ánh đúng bản chṍt của các lý thuyờ́t vờ̀ kinh tờ́. Chẳng hạn, trong mụ hình ước lượng hàm cõ̀u nhọ̃p khõ̉u urờ nờ́u hợ̀ sụ́ của tụ̉ng sản lượng lương thực mà õm thì dù cho hợ̀ sụ́ xác định R2 có rṍt cao thì mụ hình hụ̀i qui cũng mụ tả sai bản chṍt kinh tờ́.
Mụ̣t bước quan trọng tiờ́p theo khi phõn tích đánh giá kờ́t quả hụ̀i qui là viợ̀c tiờ́n hành kiờ̉m định hợ̀ sụ́ hụ̀i qui của mụ̃i biờ́n giải thích trong hàm hụ̀i qui vừa tìm được có thực sự tác đụ̣ng đờ́n biờ́n giải thích hay khụng ta dùng kiờ̉m định t và ý nghĩa tụ̉ng thờ̉ của hàm hụ̀i qui bằng kiờ̉m định F với mức ý nghĩa nhṍt định.
4.3.3 Kiờ̉m định nghiợ̀m đơn vị
Cách đơn giản nhṍt đờ̉ tiờ́n hành kiờ̉m định liợ̀u chuụ̃i sụ́ liợ̀u có nghiợ̀m đơn vị hay khụng ta tiờ́n hành hụ̀i qui mụ hình:
∆Yt = δYt-1 + ut (4-27)
Với ∆Yt = Yt - Yt-1 và tiờ́n hành kiờ̉m định tau τ với giả thuyờ́t H0: δ= 0 ; đại lượng thụ́ng kờ tau τ được tính toán bằng cách chia hợ̀ sụ́ hụ̀i qui cho đụ̣ lợ̀ch
chuõ̉n tương tự như tính đại lượng thụ́ng kờ t, nhưng giá trị trị đặc trưng với mức ý nghĩa 1%, 55 và 10% được MacKinnon tính toán với giá trị tuyợ̀t đụ́i tương ứng là 3,5073; 2,8951; và 2,5844. Trường hợp giả thuyờ́t H0 bị bác bỏ tức là khụng có
nghiợ̀m đơn vị thì chuụ̃i đã cho là chuụ̃i dừng. Ngược lại, nờ́u khụng bác bỏ được giả thuyờ́t Ho, [47].
Gõ̀n đõy, đờ̉ loại bỏ tính xu hướng gõy ra cho chuụ̃i khụng dừng hõ̀u hờ́t các nghiờn cứu đã sử dụng kiờ̉m định nghiợ̀m đơn vị do David Dickey và Wayne Fuller đờ̀ xuṍt cho chuụ̃i có xu thờ́ theo thời gian với mụ hình:
Yt = α +βt + ρYt-1 + ut. (4-28)
Dickey và Fuller đưa ra kiờ̉m định DF với giả thuyờ́t H0: β= 0 và ρ=1, tức
là Yt có nghiợ̀m đơn vị.
Tiờ́p theo Dickey và Fuller (DF) xõy dựng mụ̣t bảng tra các giá trị đặc trưng của phõn phụ́i F cho (α ,β, ρ) = (α , 0, 1) với các mức xác suṍt (1-a)% khác nhau
như Bảng 4 -18
Bảng 4-18: Phõn phụ́i F cho (α ,β, ρ) = (α , 0, 1) trong mụ hình
Yt = α +βt + ρYt-1 + ut
Cỡ mõ̃u N Xác suṍt
0,90 0,95 0,975 0,99 25 5,91 7,24 8,65 10,61 50 5,61 6,73 7,81 9,31 100 5,47 6,49 7,44 8,73 250 5,39 6,34 7,25 8,43 500 5,36 6,30 7,20 8,34 ∞ 5,34 6,25 7,16 8,27 Sai số chuẩn 0,15 0,20 0,32 0,58
Nguụ̀n: Econometric Models and Economic Forecasts, trang 461 [59]
Giả sử yt được viờ́t dưới dạng phương trình:
Yt = α +βt + ρYt-1 + λ1 ∆Yt-1 + ut (4-29)
∆Yt-1 = Yt-1 - Yt-2; sử dụng OLS ta tiờ́n hành tìm hàm hụ̀i qui khụng có điờ̀u kiợ̀n ràng buụ̣c: ( 4 -30)
Yt - Yt-1 = α +βt + (ρ-1)Yt-1 + λ1 ∆Yt-1 (4-30)
Và hàm hụ̀i qui có điờ̀u kiợ̀n ràng buụ̣c ( 4 -31)
Sau đó tính giá trị F theo cụng thức:
F = (n-k)(R2UR - R2R)/[m(1-R2UR)] (4-32)
Với R2R và R2UR tương ứng là các hợ̀ sụ́ xác định bụ̣i trong các mụ hình hụ̀i qui có ràng buụ̣c và khụng có rằng buụ̣c; n là sụ́ quan sát; k là sụ́ tham sụ́ trong hụ̀i qui