7. Kết cấu của luận án
4.6.2. Thảo luận kết quả mô hình có độ trễ
Đối với mô hình có độ trễ bằng 1, với kết quả ước lượng mô hình tại bảng 4.12, mô hình hồi quy các yếu tố tác động đến xuất khẩu đồ gỗ Việt Nam với độ trễ bằng 1 như sau (Mô hình 2):
LnEXv = 0.847 lnNLvt-1 + 0.158 lnFDIvt-1 - 0.455 LAISUATvt-1 + 0.353 FTAt-1
- 0.124 lnXKDGvt-1 – 0.057 THUENKJVt-1 + 0.153 lnDSJt-1 - 10.07 Đối với mô hình có độ trễ bằng 2, với kết quả ước lượng mô hình tại bảng 4.13, mô hình hồi quy các yếu tố tác động đến xuất khẩu đồ gỗ Việt Nam với độ trễ bằng 2 như sau (Mô hình 3):
LnEXv = 0.778 lnNLvt-2 - 0.443 LAISUATvt-2 + 0.395 FTAt-2 - 0.096 lnXKDGvt-2 – 0.044 THUENKJVt-2 + 0.172 lnDSJt-2 + 0.205WTOt-2 + 0.267 lnTYGIAvt-2– 8.46
Bảng 4.14: So sánh hệ số hồi quy ước lượng có độ trễ và không có độ trễ STT Yếu tố Không độ trễ (Mô hình 1) Độ trễ bằng 1 (Mô hình 2) Độ trễ bằng 2 (Mô hình 3) 01 lnNLv 0,887* 0,847* 0,778*
02 lnFDIV 0,477* 0,158* Không ý nghĩa
03 LAISUATV -0,473* -0,445* -0,443*
04 FTA 0,335* 0,353* 0,395*
05 lnXKDGV -0,140** -0,124* -0,096**
06 THUENKJVC -0,070* -0,057* -0,044*
07 lnDSJ 0,061* 0,153* 0,172*
08 WTO Không ý nghĩa Không ý nghĩa 0,205**
09 lnTYGIAv Không ý nghĩa Không ý nghĩa 0,267**
*: có ý nghĩa thống kê ở mức 5% **: có ý nghĩa thống kê ở mức 10%
Những kết quả ước lượng với độ trễ lần lượt bằng 1 và 2 nêu trên cho phép rút ra những nhận định sau:
Thứ nhất, so với mô hình không có độ trễ (mô hình 1), mô hình với độ trễ bằng 1 (mô hình 2) vẫn giữ nguyên các biến giải thích Mức độ khác biệt của từng cặp hệ số . hồi quy của các biến giải thích trong hai mô hình không đáng kể (trừ biến FDI). Hệ số hồi quy của các biến trong mô hình 2 có xu hướng nhỏ hơn so với mô hình 1 (trừ biến FTA). Điều này cho thấy sự thay đổi của các yếu tố giải thích trong cùng năm có tác động mạnh đối với kim ngạch xuất khẩu đồ gỗ hơn là những sự biến động của các yếu tố này vào năm trước đó (trừ yếu tố FTA).
Thứ hai, biến FDI (đầu tư trực tiếp nước ngoài) có hệ số hồi quy tại độ trễ bằng 1 là 0.158, nhỏ hơn rất nhiều so với không có độ trễ là 0.477. Kết quả này cho thấy vốn đầu tư FDI được giải ngân trong năm sẽ tác động rất mạnh đến kim ngạch xuất khẩu đồ gỗ trong cùng năm hơn là nguồn vốn được giải ngân trong năm trước đó. Do đó, việc đẩy mạnh thực hiện các giải pháp và cơ chế nhằm thu hút vốn đầu tư, đặc biệt là tốc độ giải ngân vốn so với nguồn vốn đăng ký sẽ góp phần thúc đẩy xuất khẩu đồ gỗ.
Thứ ba, biến FTA (tham gia vào FTA) có hệ số hồi quy tại độ trễ bằng 1 lại lớn hơn so với không có độ trễ. Nghĩa là các FTA sau 1 năm vận hành sẽ tác động mạnh hơn lên xuất khẩu đồ gỗ so với năm vừa vận hành hiệp định. Do đó, đẩy mạnh thực hiện các giải pháp và cơ chế nhằm thúc đẩy tiến trình đàm phán, ký kết và vận hành các hiệp định FTA sẽ góp phần rất lớn trong việc thúc đẩy xuất khẩu đồ gỗ.
Thứ tư, đối với mô hình có độ trễ bằng 2 (mô hình 3) biến FDI không có ý nghĩa , giải thích, trong khi biến TYGIA (tỷ giá hối đoái) và biến WTO (tham gia vào WTO) lại có ý nghĩa giải thích, cụ thể như sau:
Một là, đối với yếu tố đầu tư trực tiếp nước ngoài (biến FDI), việc yếu tố này không có ý nghĩa giải thích tại độ trễ bằng 2 đã một lần nữa củng cố nhận định nguồn vốn giải ngân FDI sẽ có tác động mạnh mẽ hơn đối với xuất khẩu đồ gỗ trong cùng năm so với những năm trước đó.
Hai là, đối với yếu tố tỷ giá hối đoái biến TYGIA ( ), việc yếu tố này chỉ có tác động tại độ trễ bằng 2 cho thấy các chính sách điều chỉnh tỷ giá hối đoái nhằm gia tăng xuất khẩu đồ gỗ chỉ có thể tác động sau một thời gian triển khai tương đối dài.
Ba là, đối với yếu tố tham gia vào tổ chức thương mại thế giới (biến WTO), việc yếu tố này chỉ có tác động tại độ trễ bằng 2 cho thấy việc tham gia vào WTO của Việt Nam đã tác động tốt đến kim ngạch xuất khẩu đồ gỗ sau một thời gian vận hành đủ dài.
Thứ năm, hệ số hồi quy của các biến trong mô hình có có độ trễ bằng 2 cũng tiếp tục có xu hướng nhỏ hơn so với mô hình có có độ trễ bằng 1 và đã nhỏ hơn đáng kể so với mô hình không có độ trễ (trừ biến FTA). Điều này tiếp tục khẳng định sự thay đổi của các yếu tố giải thích trong cùng năm có tác động mạnh đối với kim ngạch xuất khẩu đồ gỗ hơn là sự biến động của các yếu tố này trong những năm trước đó.
Thứ sáu, biến FTA (tham gia vào FTA) có hệ số hồi quy tại độ trễ bằng 2 đã lớn hơn đáng kể so với mô hình không có độ trễ. Điều này có nghĩa là việc vận hành các FTA càng lâu sẽ có tác động mạnh hơn lên kim ngạch xuất khẩu đồ gỗ.
khác nhau nhưng nhìn chung đều có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Kết quả này cho thấy sự tác động xuyên suốt và mức độ tác động của của các yếu tố lên kim ngạch ngạch xuất khẩu đồ gỗ là vô cùng quan trọng trong cả ngắn và dài hạn.