3.4. Nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa chính sách tài khóa đến tà
3.4.4. Kết quả ước lượng
* Kiểm định tính dừng
Để kiểm định tính dừng, chúng tơi dựa vào kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) ADF (Augmented Dickey – Fuller) cho từng biến trong phương trình (3.1). Tiêu chuẩn kiểm định ADF được áp dụng là nếu │t-Statistic│ lớn hơn │tα│
thì bác bỏ giả thuyết H0 (chuỗi khơng dừng – hay có nghiệm đơn vị). Xử lý tính dừng trên phần mềm EVIEW cho kết quả ở bảng 3.7 (Xem phụ lục 1, phụ lục 2)
Bảng 3.7: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF
Biến số Thống kê kiểm định ADF
t-statistic
Test Critical Value
1% 5% 10% CAD -0.815132 -2.618579 -1.948495 -1.612135 FDP 0.267557 -2.618579 -1.948495 -1.612135 INV -0.454794 -2.618579 -1.948495 -1.612135 LREER 1.020085 -2.619851 -1.948686 -1.612036 DCAD -6.604155* -2.619851 -1.948686 -1.612036 DFDP -6.559599* -2.619851 -1.948686 -1.612036 DINV -6.931806* -2.621185 -1.948886 -1.611932 DLREER -11.24843* -2.619851 -1.948686 -1.612036
* Bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa 1% Nguồn: Tác giả tự tính
So sánh kết quả kiểm định tính dừng từ chương trình EVIEW với tiêu chuẩn ADF, ta thấy các chuỗi đều khơng có tính dừng. Tuy nhiên sai phân bậc nhất của các chuỗi sốđều có tính dừng, do vậy sai phân bậc nhất của các chuỗi này sẽđược sử dụng trong mơ hình thực nghiệm xác định nhân tố ảnh hưởng đến cán cân tài
khoản vãng lai.
* Kiểm định tính đồng liên kết
Mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến số được dự kiến sử dụng trong mơ hình xác định nhân tốảnh hưởng đến thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai được xem xét qua phân tích tính đồng liên kết giữa các biến số. Nếu các biến số sử dụng trong mơ hình có một mối liên hệ nào đó với nhau theo các lý thuyết kinh tế thì trong dài hạn chúng sẽ không đi chệch khỏi mối quan hệ này.
Để kiểm định tính đồng liên kết, chúng tôi thực hiện các bước kiểm định theo phương pháp Engle-Granger. Trước tiên chúng tôi ước lượng mơ hình hồi quy xuất phát ban đầu, từ đó thu được phần dư. Sử dụng tiêu chuẩn ADF kiểm tra tính dừng cho phần dư. Theo kết quả ở bảng 3.8 cho thấy có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến kể trên do khi kiểm định tính dừng của phần dư thu được từ hàm hồi quy xuất phát có tính dừng (vì │t-Statistic│ lớn hơn │tα│ở tất cả các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% tương ứng │-2.628321│ lớn hơn │-2.628321│, │- 1.948495│và │-1.612135│)
Bảng 3.8: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF Kiểm định nghiệm đơn vị ADF đối với phần dư Kiểm định nghiệm đơn vị ADF đối với phần dư
Null Hypothesis: E has a unit root Exogenous: None
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.628321 0.0097 Test critical values: 1% level -2.618579
5% level -1.948495 10% level -1.612135
Kiểm định bằng phương pháp Johasen cũng cho kết quả là tồn tại các mối
liên hệ đồng liên kết giữa các biến phụ thuộc CAD với các biến độc lập của mơ hình đang xét
Bảng 3.9: Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen
Date: 04/24/11 Time: 11:35 Sample (adjusted): 2000Q3 2010Q4 Included observations: 42 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend (restricted) Series: CAD FDP INV LREER
Lags interval (in first differences): 1 to 2 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None* 0.567820 64.34968 63.87610 0.0223
At most 1 0.330310 28.11529 42.91525 0.6152
At most 2 0.177911 11.27581 25.87211 0.8590
At most 3 0.069994 3.047715 12.51798 0.8708
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.567820 35.23440 32.11832 0.0201
At most 1 0.330310 16.83947 25.82321 0.4713
At most 2 0.177911 8.228099 19.38704 0.8006
At most 3 0.069994 3.047715 12.51798 0.8708
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Kết quả trong bảng 3.9 cho thấy cả hai kiểm định mà Johansen và Juselius
đưa ra (1990) là kiểm định vết của ma trận (trace) và kiểm định giá trị riêng cực đại
rằng giữa các biến thâm hụt tài khoản vãng lai, thâm hụt ngân sách, tỷ lệ đầu tư của khu vực tư nhân và tỷ giá VND/USD thực trong mơ hình thực nghiệm xem xét tác
động của các nhân tốđếm thâm hụt tài khoản vãng lai có quan hệđồng liên kết. Do vậy các biến này có mối tác động với nhau khơng chỉ trong ngắn hạn mà cả trong dài hạn.
Dựa trên kết quả ước lượng đồng liên kết ta có hàm biểu diễn mối quan hệ
trong dài hạn của các nhân tố tác động đến cán cân tài khoản vãng lai như sau trong
đó giá trị ghi trong ngoặc tròn là sai số chuẩn và giá trị ghi trong ngoặc vuông là giá trị thống kê t : (Xem phụ lục 3)
CAD = 12,803 FDP + 0,755 INV - 3,262 LREER + 12,909 (3.2) (2,60374) (0,45830) (0,66186)
[4,91748] [1,64766] [-4,92789] * Phân tích ý nghĩa của các hệ số
Theo kết quả, hệ số phản ánh mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách đối với thâm hụt tài khoản vãng lai là 12,803, nghĩa là nếu tỷ lệđầu tư tư nhân so với GDP (INV) so với GDP khơng đổi và tỷ giá USD/VND khơng biến động, thì khi thâm hụt ngân sách (FDP) tăng (hay giảm) 1% so với GDP làm thâm hụt trong tài khoản vãng lai tăng (giảm) 12,8% so với GDP;
Nếu thâm hụt ngân sách (FDP) không đổi và tỷ giá USD/VND khơng biến
động, thì khi tỷ lệ đầu tư khu vực tư nhân so với GDP (INV) tăng (hay giảm) 1% thì thâm hụt trong tài khoản vãng lai tăng (giảm) 0,76% so với GDP;
Nếu thâm hụt ngân sách FDP và tỷ lệ đầu tư tư nhân so với GDP (INV)
không đổi, thì khi tỷ giá VND/USD biến động theo xu hướng tăng 1% thì thâm hụt tài khoản vãng lai có xu hướng biến động giảm 3,26% so với GDP và ngược lại khi tỷ giá VND/USD giảm 1%, thâm hụt của cán cân tài khoản vãng lai sẽ tăng 3,26% so với GDP.
Trong các nhân tố kể trên thâm hụt ngân sách có tác động lớn nhất đến thâm hụt tài khoản vãng lai.
* Kiểm định tính ngoại sinh yếu
Để xác định các mối quan hệ giữa các nhân tố trong ngắn hạn, cần thiết phải kiểm định tính ngoại sinh yếu của các biến. Khi kiểm định đồng liên kết cho thấy có ít nhất một véctơđồng liên kết nên kiểm định tính ngoại sinh yếu được thực hiện với giả định là rank (r) = 1. Nếu một biến mà được gọi là ngoại sinh yếu thì thống kê kiểm định sẽ có phân khối Khi-bình phương hỗn hợp với bậc tự do 1(χ2(1)); Giả thiết H0 của kiểm định này là tồn tại tính ngoại sinh yếu. Nếu giả thiết H0 bị bác bỏ thì những bất cân bằng trong quan hệ đồng liên kết sẽ không được
phản ánh vào biến đó nhưng bất kỳ sự bất cân bằng nào xảy ra của biến này thì
cũng vẫn có tác động tới quan hệđồng liên kết. Kết quả kiểm định cho thấy tất cả
các biến không phải là ngoại sinh. (Xem phụ lục 4)
Do vậy mơ hình ước lượng các nhân tố quyết định đến thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai trong ngắn hạn dựa trên phương (3.1) như sau
0 1 2 3
1 1 1
k k k
i t i i t i i t i
i i i
DCAD β β DCAD− β DFDP− β DINV−
= = = = +∑ +∑ +∑ + 4 , 1 1 1 k m i t i j j t i j DLREER ecm β − α − = = + ∑ ∑ (3.3)
Trong đó D chỉ sai phân phân bậc một thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai (CAD), thâm hụt tài khoản vãng lai (FDP), tỷ lệ đầu tư của khu vực tư nhân tính trên GDP (DINV), logarit của tỉ giá VND/USD (LREER), và ecm là cơ chế điều
chỉnh sai số. Nếu các tham số αi của các cơ chế tự điều chỉnh ecmj có ý nghĩa thống kê thì phương trình này hàm ý sự biến động thâm hụt của tài khoản vãng lai không chỉ phụ thuộc vào các nhân tố như hàm ý trong phương trình (3.1) mà còn phụ thuộc vào mức độ biến động của các nhân tốđó theo thời gian.
Ước lượng phương trình (3.3) theo phương pháp truyền thống ta có kết quả
sau với độ trễ sử dụng tối đa của các biến là 8 (tương đương với 2 năm). Những tham số thống kê khơng có ý nghĩa sẽ được loại ra dần khỏi mơ hình ta có kết quả
Bảng 3.10 : Kết quả ước lượng các nhân tố ảnh hưởng
đến thâm hụt tài khoản vãng lai trong ngắn hạn Dependent Variable: DCAD
Method: Least Squares Date: 04/25/11 Time: 18:43 Sample (adjusted): 2002Q1 2010Q4 Included observations: 36 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DCAD(-1) 0.438281 0.346243 1.265818 0.0429
DCAD(-8) -0.475004 0.178669 -2.658570 0.0064
DFDP(-2) 2.598095 1.248431 -2.081089 0.0289
DINV(-8) -0.370785 0.258879 -1.432268 0.0024
DLREER(-3) -0.610188 0.229817 2.655102 0.0067
R-squared 0.967469 Mean dependent var 0.002531
Adjusted R-squared 0.620474 S.D. dependent var 0.020420
S.E. of regression 0.012580 Akaike info criterion -6.565022
Sum squared resid 0.000475 Schwarz criterion -5.113463
Log likelihood 151.1704 F-statistic 6.788132
Durbin-Watson stat 1.595780 Prob(F-statistic) 0.002161
Kết quả từ bảng 3.10 cho thấy rằng trong ngắn hạn:
- Thâm hụt tài khoản vãng lai ở quý trước có ảnh hưởng thâm hụt tài
khoản vãng lai ở quý này với xu hướng cùng chiều. Nếu thâm hụt quý trước tăng (giảm) 1% thì sẽ làm tăng (giảm) tỷ lệ thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai 0,44%.
- Thâm hụt tài khoản vãng lai ởđộ trễ thứ 8 cũng có tương tương quan với thâm hụt tài khoản vãng lai ở hiện tại nhưng theo chiều ngược lại.
Điều này cho thấy khoảng hai năm sau khi có sự gia tăng của thâm hụt
tài khoản vãng lai thì tài khoản vãng lai thường có xu hướng giảm thâm hụt khi những chính sách kiềm chế thâm hụt tài khoản vãng lai phát huy tác dụng.
- Thâm hụt tài khoản vãng lai ở kỳ này chịu ảnh hưởng thâm hụt tài
này có nghĩa khoảng 6 tháng sau khi thâm hụt ngân sách tăng (giảm) thì thâm hụt tài khoản vãng lai sẽ tăng (giảm) khi các chính sách tài khóa mở rộng đã tác động đến nhu cầu đầu tư, tiêu dùng trong nước có xu hướng sử dụng hàng hóa nhập khẩu.
- Tỷ lệ đầu tư tư nhân trên GDP ở độ trễ thứ 8 cũng có tương tương quan với thâm hụt tài khoản vãng lai ở hiện tại nhưng theo chiều ngược lại.
Điều này cho thấy khoảng hai năm sau khi có sự gia tăng của đầu tư
khu vực tư nhân thì thâm hụt tài khoản vãng lai thường có xu hướng giảm khi những kết quả của đầu tư phát huy hiệu quả tăng nguồn thu cho ngân sách, hay phát huy được hiệu quả đầu tư trong việc giảm nhu cầu nhập khẩu hay hoặc và tăng nhu cầu xuất khẩu.
- Tỷ giá VND/USD ở độ trễ thứ 3 cũng có tương tương quan ngược hướng với thâm hụt tài khoản vãng lai ở hiện tại. Điều này cho thấy
khoảng chín tháng sau khi có sự tăng tỷ giá VND/USD thì thâm hụt tài khoản vãng lai thường có xu hướng giảm. Điều này có thể xác định
được là tỷ giá tăng làm sức cạnh tranh của hàng trong nước tăng dẫn đến xuất khẩu có khuynh hướng tăng và nhập khẩu có khuynh hướng giảm, nhu cầu nhập khẩu giảm và nhu cầu xuất khẩu cao do giá các mặt hàng trong nước có xu hướng giảm nhưng cán cân tài khoảng chỉ chịu tác động khi các hợp đồng xuất khẩu hoàn tất. Thường đây cũng chính là chu kỳ trung bình cho các doanh nghiệp Việt Nam hoàn tất các hoạt
động thương mại quốc tế.
* Kiểm định sau ước lượng
Khi xem xét đồ thị phần dư của véctơđồng liên kết (hình 3.6) là một vectơ đồng liên kết. Đồng thời khi kiểm định phần dư nhận được từ ước lượng của
phương trình hồi quy đồng liên kết theo phương pháp Johasen cho kết quả là các chuỗi dừng nên ước lượng từ mơ hình về mối tác động của các nhân tố thâm hụt
ngân sách, tỷ lệ đầu tư trên GDP và tỷ giá VND/USD ở phường trình 3.2 là thích hợp. (Xem phụ lục 6)
Hình 3.6: Đồ thị véc tơ đồng liên kết cho CAD
-.4 -.3 -.2 -.1 .0 .1 .2 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 COINTEQ01
Với R2 = 0,54689 cho thấy độ tin cậy của mơ hình chấp nhận được và cho
biết các biến: thâm hụt ngân sách (FDP), đầu tư khu vực tư nhân (INV) và tỷ giá thực VND/USD (LREER) giải thích 54,66% sự thay đổi của sự thâm hụt trong tài khoản vãng lai (CAD).
Ý nghĩa kinh tế của mơ hình có thể đươc giải thích như sau:
Chính sách tài khóa
Chính sách tài khóa là một biến số có ảnh hưởng đến diễn biến cán cân tài khoản vãng lai. Thâm hụt ngân sách giảm đi làm cho cán cân tài khoản vãng lai
được cải thiện. Ngược lại, chính sách tài khóa mở rộng làm tăng thâm hụt ngân
sách. Điều này có thể hiểu là Chính phủ đã thực thi các chính sách nhằm gia tăng chi tiêu hay và hoặc giảm thu từ thuế .... sẽ làm cho nhu cầu tiêu dùng, đầu tư cao
hơn kể cả hàng hóa luân chuyển trong nước và cả hàng hóa luân chuyển từ nước ngồi vào, từ đó gây áp lực xấu lên cán cân tài khoản vãng lai. Trường hợp này ta gọi đó là thâm hụt kép. Cụ thể với hệ số biến “thâm hụt ngân sách” (FDP) trong mơ hình là 12,80 thì khi tỷ lệ thâm hụt ngân sách so với GDP tăng 1% thì tài khoản vãng lai sẽ tăng tỷ lệ thâm hụt so với GDP 12,8% và ngược lại khi tỷ lệ thâm hụt ngân sách so với GDP giảm 1% thì cán cân tài khoản vãng lai sẽđược cải thiện với tỷ lệ 1% so với GDP. Mức độ ảnh hưởng của chính sách tài khóa đến thâm hụt tài
khoản vãng lai so với các nhân tố đang xem xét trong mơ hình thực nghiệm này chiếm tỷ trọng lớn nhất.
Đầu tư khu vực tư nhân
Đầu tư khu vực tư nhân cũng có tác động đến thay đổi của cán cân tài khoản vãng lai. Với hệ số biến “đầu tư khu vực tư nhân” (IVN) là 0,755, cho thấy rằng khi đầu tư khu vực tư nhân tăng (giảm) 1% so với GDP sẽ làm cho cán cân tài
khoản vãng lai tăng (giảm) tỷ lệ thâm hụt so với GDP là 0,76%. Khi nhu cầu đầu tư
của khu vực tư nhân cao có nghĩa là gia tăng nhu cầu mở rộng quy mô sản xuất, thay đổi các quy trình cơng nghệ, chuẩn bị dự trữ ngun vật liệu, hàng hóa cho q trình sản xuất .... Trong điều kiện năng lực sản xuất hàng hóa của Việt Nam chưa
đáp ứng được nhu cầu đầu tư do vậy xu hướng nhập khẩu sẽ gia tăng tạo áp lực lên cán cân thương mại và vì thế sẽ tác động đến thâm hụt tài khoản vãng lai nếu như các cán cân cấu thành khác trong tài khoản vãng lai không bù đắp được phần gia tăng tương ứng này. Ngược lại khi nhu cầu đầu tư giảm thì nhu cầu nhập khẩu cũng có xu hướng giảm vì nhập khẩu vật tư máy móc thiết bị phục vụ sản xuất thường chiếm tỷ trọng lớn trong kim ngạch nhập khẩu của Việt Nam trong thời gian qua. Chính vì thế khi nhu cầu đầu tư giảm dẫn đến sẽ cải thiện được cán cân thương mại hàng hóa và góp phần cải thiện cán cân tài khoản vãng lai tuy mức độ không lớn.
Tỷ giá VND/USD
Sự thay đổi của tỷ giá thực VND/USD cũng có tác động đến thay đổi của cán cân tài khoản vãng lai. Kết quả từ mơ hình thực nghiệm cho thấy tỷ giá có ảnh
hưởng trái chiều đến xu hướng biến động của thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai. Khi tỷ giá VND/USD tăng điều đó có nghĩa là đồng Việt Nam mất giá hơn so với trước nên hàng hóa nhập khẩu từ nước ngồi vào Việt Nam có xu hướng đắt hơn hàng trong nước. Vì thế xu hướng tiêu dùng sẽ dịch chuyển sang sử dụng hàng trong nước thay cho hàng nhập khẩu nên nhu cầu nhập khẩu giảm. Đồng thời lúc này hàng trong nước khi xuất khẩu sẽ có giá bán cao hơn so với tiêu thụ trong nước nên các nhà sản xuất thương mại có xu hướng chuyển sang tiêu thụ hàng hóa ở thị