Mơ hình Khi bình phương (χ2) P-value
Dài hạn: Export_VN_CN 13.466 0.0092
Dài hạn: Export_CN_VN 17.443 0.0016
Ngắn hạn: Export_VN_CN 3.540 0.4718
Ngắn hạn: Export_CN_VN 9.424 0.0513
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 5)
Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan cho kết quả ở bảng 4.7, kết quả với p-value có giá trị nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0.01 ở các mơ hình dài hạn cho xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc và xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam. Do đó, đủ cơ sở bác bỏ giả thiết H0 và chấp nhận giả thiết H1 với hai trường hợp này ở mức ý nghĩa 1%, tức là mơ hình dài hạn của xuất khẩu có hiện tượng tự tương quan với mức ý nghĩa 1%. Đối với mơ hình ngắn hạn, p-value có giá trị nhỏ hơn mức ý nghĩa α = 0.1 đối với chỉ trường hợp xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam. Do đó, với mức ý nghĩa 10%, tồn tại hiện tượng tự tương quan đối với mơ hình ngắn hạn xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam nhưng không tồn tại hiện tượng tự tương quan đối với mơ hình ngắn hạn xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.
Sau khi thực hiện các phương pháp kiểm tra tính tự tương quan nhiễu, phương sai của nhiễu tác giả tiến hành phân tích kết quả hồi quy thực nghiệm.
4.6. Phân tích kết quả hồi quy
Trong các phương pháp ước lượng chuỗi thời gian, phương pháp tổng bình phương sai số nhỏ nhất OLS là phương pháp thường được sử dụng. Tuy nhiên đối với bài nghiên cứu này, cỡ mẫu tìm thấy hiện tượng tự tương quan phần dư của nhiễu đối với mơ hình dài hạn xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam và xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, thêm nữa trong mơ hình ngắn hạn với xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam. Nếu sử dụng OLS ước lượng trong trường hợp tự tương quan nhiễu tồn tại dẫn đến khả năng mắc phải sai lầm ước lượng không hiệu quả, ảnh hưởng tới độ tin cậy mơ hình trong kết luận thực nghiệm. Do đó với ba mơ hình vi phạm hiện tượng tự tương quan của nhiễu này tác giả sử dụng phương pháp khắc phục hiện tượng tự tương quan của nhiễu Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt. Phương pháp này phù hợp khắc phục hiện tượng tự tương quan của nhiễu cho cỡ mẫu nhỏ.
Mơ hình cịn lại xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc trong ngắn hạn, không tồn tại các vi phạm giả thiết định lượng phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó sử dụng phương pháp tổng bình phương sai số nhỏ nhất OLS vẫn đảm bảo tính vững và hiệu quả.
4.6.1. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm
4.6.1.1. Tác động trong dài hạn
Như đã phân tích, để xem xét tác động trong dài hạn của biến động tỷ giá đối với thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc, tác giả đã hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt đối với xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam và xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc
a) Bằng chứng xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam
Trước tiên, xem xét kết quả tác động của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam được thể hiện bảng 4.8 như sau:
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane- Orcutt cho tác động dài hạn của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam
Biến độc lập (1) (2) (3) (4) (5) (6) Export_CN_VN VND_USD -0.705 -0.903 -0.886 -11.88** -0.275 -2.516 (-0.80) (-0.99) (-0.96) (-2.14) (-0.35) (-0.64) CNY_USD -1.707* -1.463 -1.397 -1.263 -1.444 -1.443 (-1.74) (-1.46) (-1.31) (-1.17) (-1.46) (-1.45) V_VND_USD -1.503 -1.067 -1.074 -0.731 -46.03*** -46.50*** (-0.74) (-0.52) (-0.52) (-0.33) (-2.98) (-3.00) V_CNY_USD -0.135 -1.294 -1.618 -0.736 1515.0 1224.8 (-0.04) (-0.39) (-0.44) (-0.21) (1.20) (0.91) CPI_VN 0.0146 -0.421 -0.430 -0.696 -1.060 -1.148 (0.02) (-0.53) (-0.53) (-0.86) (-1.45) (-1.55) CPI_CN 0.894 3.518 3.656 4.630* 6.255*** 5.983** (0.63) (1.60) (1.58) (1.98) (2.73) (2.53) GDP_VN 0.559 0.278 0.267 0.144 0.118 0.0821 (0.99) (0.45) (0.42) (0.21) (0.20) (0.14) GDP_CN 1.363*** 1.261*** 1.241*** 1.049*** 0.938*** 1.090*** (4.60) (4.06) (3.74) (2.79) (3.08) (2.70) WTO -0.0481 -0.0618 -0.0615 -0.0772 -0.0346 -0.0443 (-0.49) (-0.61) (-0.60) (-0.78) (-0.37) (-0.46) Quarter_1 -0.0533* -0.0544* -0.0655** -0.0833*** -0.0808** (-1.79) (-1.77) (-2.19) (-2.70) (-2.57) Quarter_2 -0.0165 -0.0162 -0.0157 -0.0202 -0.0188 (-0.64) (-0.62) (-0.65) (-0.77) (-0.71) Quarter_3 -0.00616 -0.00608 -0.00410 -0.00269 -0.00235 (-0.26) (-0.25) (-0.18) (-0.11) (-0.09) Reform_Dum 0.0224 -108.7** -0.0175 -21.11 (0.20) (-2.01) (-0.17) (-0.59)
Ref_D_CNY_USD omitted Omitted
Ref_D_VND_USD
11.24** 2.180
Ref_D_V_CNY_USD -1519.1 -1228.7 (-1.20) (-0.91) Ref_D_V_VND_USD 44.97*** 45.53*** (2.93) (2.95) _cons -12.64 -16.89* -17.37* 89.71* -26.00*** -4.756 (-1.67) (-2.00) (-1.97) (1.67) (-3.39) (-0.13)
Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 6)
Theo như bảng 4.8, trong dài hạn xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam (Export_CN_VN) có mối tương quan âm với tỷ giá VND_USD với mức ý nghĩa 5%. Nói cách khác, Việt Nam có xu hướng nhập khẩu nhiều hơn khi VND tăng giá tương đối so với USD (tức tỷ giá VND_USD giảm). Kết quả chỉ ra tại cột số (4) khi mơ hình có sự kết hợp thêm biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa vào Ref_D_VND_USD thì mơ hình có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Điều đó cho thấy rằng khi Trung Quốc thay đổi chế độ tỷ giá vào tháng 7 năm 2005 (Reform_Dum = 1) thì kết quả ước lượng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% với hệ số ước tính của VND_USD là -0.64 (= -11.88+ 11.24), tức là khi tỷ giá VND_USD tăng 1% thì xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam giảm tương ứng 0.64%.
Đối với biến động tỷ giá hối đối VND_USD (V_VND_USD) có tác động âm đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam, nhưng nó chỉ có ý nghĩa thống kê khi có biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa vào Ref_D_V_VND_USD với mức ý nghĩa 1%. Kết quả chỉ ra tại cột (5) và cột (6), tại cột (5) kể từ khi Trung Quốc thay đổi chế độ tỷ giá vào tháng 7 năm 2005 (Reform_Dum = 1) biến động tỷ giá V_VND_USD tăng 1% sẽ làm xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam giảm 1.06% (= -46.03+ 44.97) và tại cột (6) biến động tỷ giá V_VND_USD tăng 1% sẽ làm xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam giảm 0.97% (= -46.5 + 45.53) với mức ý nghĩa 5%.
Theo như kết quả ước lượng trình bày tại bảng 4.8, khơng tìm thấy bằng chứng cho thấy chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam (CPI_VN) tác động đến xuất khẩu từ
Trung Quốc sang Việt Nam. Bằng chứng thực nghiệm này cho thấy rằng CPI_VN không phải là một yếu tố quan trọng tác động đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu mẫu trong dài hạn.
Tương tự theo như kết quả ước lượng tại bảng 4.8, khơng tìm thấy bằng chứng cho thấy thu nhập của Việt Nam có tác động đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam. Điều đó, chứng tỏ rằng khơng tìm thấy mối quan hệ giữa GDP_VN và Export_CN_VN trong giai đoạn nghiên cứu.
Đối với trường hợp biến giả WTO, được kỳ vọng sẽ có tác động dương tuy nhiên khơng tìm thấy bằng chứng cho thấy WTO có tác động đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam.
Cuối cùng, xem xét kết quả đối với một số biến số kiểm sốt khác trong mơ hình xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam mà theo lý thuyết khơng tham vọng kỳ vọng dấu vì khơng đủ cơ sở.
Kết quả ước lượng tại bảng 4.8, chỉ ra rằng chỉ số giá tiêu dùng của Trung
Quốc (CPI_CN) tác động dương đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam khi có biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa vào. Cụ thể tại cột số (4) khi chỉ số giá tiêu dùng của Trung Quốc tăng 1% thì xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam tăng 4.63% với mức ý nghĩa 10% sau tháng 7 năm 2005. Tại mơ hình (5) khi chỉ số giá tiêu dùng của Trung Quốc tăng 1% thì xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam tăng 6.255% với mức ý nghĩa 1% kể từ sau khi chế độ tỷ giá Trung Quốc thay đổi. Với mơ hình (6) khi chỉ số giá tiêu dùng của Trung Quốc tăng 1% thì xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam tăng 5.983% với mức ý nghĩa 5% sau tháng 7 năm 2005.
Đối với biến kiểm soát thu nhập của Trung Quốc, tồn tại mối quan hệ tương
quan dương giữa thu nhập của Trung Quốc và xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam với mức ý nghĩa 1% trong tất cả các trường hợp từ cột (1) đến cột (6) trong bảng 4.8. Điều này có nghĩa là tại mức ý nghĩa 1% khi thu nhập của Trung Quốc tăng 1% thì xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam tăng tương ứng, ví dụ trường hợp (6)
1.09%. Điều này, cho thấy thu nhập Trung Quốc tác động dương đến xuất khẩu Trung Quốc không phụ thuộc vào chế độ tỷ giá.
b) Bằng chứng xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc
Tiếp theo, tác giả trình bày kết quả tác động của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc.
Bảng 4.9: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane- Orcutt cho tác động dài hạn của biến động tỷ giá đối với xuất khẩu từ Việt Nam đến Trung Quốc Biến độc lập (7) (8) (9) (10) (11) (12) Export_VN_CN VND_USD 1.590* 1.565* 1.415 -0.379 2.530*** 11.16*** (1.80) (1.74) (1.54) (-0.12) (4.45) (3.19) CNY_USD -0.240 0.169 -0.112 -0.227 -0.879 -0.759 (-0.20) (0.14) (-0.09) (-0.17) (-0.88) (-0.78) V_VND_USD 0.0686 0.188 0.190 0.00139 -59.46*** -66.35*** (0.03) (0.09) (0.09) (0.00) (-5.65) (-5.97) V_CNY_USD 1.984 1.515 2.915 3.668 5046.4*** 7599.6*** (0.55) (0.41) (0.71) (0.86) (6.95) (6.09) CPI_VN -0.247 -0.370 -0.294 -0.341 -0.261 0.161 (-0.31) (-0.43) (-0.34) (-0.41) (-0.51) (0.30) CPI_CN 0.645 1.657 0.813 -0.117 -1.231 0.583 (0.38) (0.76) (0.34) (-0.04) (-0.54) (0.25) GDP_VN 0.792 0.498 0.574 0.559 0.910 1.229** (1.18) (0.67) (0.76) (0.74) (1.58) (2.15) GDP_CN 0.974*** 0.960*** 1.090*** 1.331** 1.019*** 0.160 (3.99) (3.89) (3.74) (2.63) (3.57) (0.36) WTO -0.230** -0.210* -0.211* -0.234** -0.188** -0.105 (-2.05) (-1.82) (-1.84) (-2.01) (-2.54) (-1.30) Quarter_1 -0.0197 -0.0128 -0.00466 -0.000393 -0.0234 (-0.50) (-0.32) (-0.10) (-0.01) (-0.62) Quarter_2 -0.0163 -0.0182 -0.0172 -0.0177 -0.0302 (-0.43) (-0.48) (-0.44) (-0.55) (-0.96) Quarter_3 0.0318 0.0301 0.0280 0.0236 0.0149 (0.90) (0.84) (0.76) (0.67) (0.46)
Reform_Dum
-0.101 -17.33 -0.199** 80.46** (-0.83) (-0.58) (-2.46) (2.50)
Ref_D_CNY_USD omitted Omitted
Ref_D_VND_USD 1.779 -8.329** (0.58) (-2.51) Ref_D_V_CNY_USD -5040.7*** -7595.8*** (-6.95) (-6.08) Ref_D_V_VND_USD 58.54*** 65.64*** (5.51) (5.85) _cons -32.61*** -34.22*** -31.41*** -13.01 -33.64*** -117.1*** (-4.28) (-4.24) (-3.59) (-0.39) (-5.68) (-3.45)
Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 6)
Đầu tiên dựa vào kết quả ước lượng bảng 4.9, tác giả khơng tìm thấy bằng chứng cho thấy tác động của tỷ giá CNY_USD đối với xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc trong giai đoạn nghiên cứu từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017.
Kết quả bảng 4.9 cho thấy biến động tỷ giá hối đoái CNY_USD (V_CNY_USD) có tác động dương đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, nhưng nó chỉ có ý nghĩa thống kê khi có biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa vào với mức ý nghĩa 1%. Điều này chỉ ra rằng, biến động tỷ giá CNY_USD có tác động dương đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc sau khi Trung Quốc thay đổi chế độ tỷ giá vào tháng 07 năm 2005 (Reform_Dum = 1). Kết quả chỉ ra tại cột (11) và cột (12), tại mơ hình (11) biến động tỷ giá CNY_USD tăng 1% sẽ làm xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc tăng 5.7% (= 5,046.4 – 5,040.7) và tại mơ hình (12) biến động tỷ giá CNY_USD tăng 1% dẫn đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam tăng 3.8% (= 7,599.6 – 7,595.8) với mức ý nghĩa 5% kể từ sau quý 3 năm 2007. Có thể nhận thấy, mức độ biến động của tỷ giá CNY_USD tác động đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc với mức độ tác động lớn hơn so với trường hợp biến động tỷ giá của VND_USD tác động đến xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam.
Kết quả bảng 4.9 chỉ rõ khơng tìm thấy bằng chứng cho rằng chỉ số giá tiêu dùng của Trung Quốc tác động đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc trong giai đoạn từ quý 3 năm 2000 đến quý 3 năm 2017.
Qua bảng kết quả 4.9, cho thấy thu nhập của Trung Quốc có tác động dương đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc với mức ý nghĩa 5% trong hầu hết các trường hợp từ mơ hình (7) đến mơ hình (11). Ví dụ tại trường hợp mơ hình (11) hệ số ước lượng đạt 1.019 tức là khi thu nhập Trung Quốc tăng 1% thì xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc tăng 1.019% với mức ý nghĩa 1%.
Đối với trường hợp WTO, kết quả cho thấy WTO có mối tương quan âm với xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc với mức ý nghĩa thấp nhất là 5%.
Ngồi ra, một số biến kiểm sốt khác trong mơ hình dài hạn xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc khơng kỳ vọng nhưng có tác động như: tỷ giá VND_USD, biến động tỷ giá hối đoái VND_USD, thu nhập của Việt Nam.
Tỷ giá VND_USD có mối tương quan dương với xuất khẩu từ Việt Nam sang
Trung Quốc tương ứng với mức ý nghĩa 1% (trường hợp mơ hình 7 và 8) và 10% (trường hợp mơ hình 11 và 12). Tại cột (6) hệ số ước lượng của tỷ giá VND_USD và Export_VN_CN là 2.831 (= 11.16 – 8.329) tức là khi tỷ giá VND_USD tăng 1% thì xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc tăng tương ứng 2.831% với mức ý nghĩa 1%. Đối với biến động tỷ giá hối đoái VND_USD (V_VND_USD) có tác động âm đến xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc, nhưng nó chỉ có ý nghĩa thống kê khi có biến giả biến giả Reform_Dum và sự tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa vào với mức ý nghĩa 1%. Kết quả chỉ ra tại mơ hình (11) và mơ hình (12), tại mơ hình (11) biến động tỷ giá V_VND_USD tăng 1% sẽ làm xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc giảm 0.92% (= -59.46+ 58.54) và tại mơ hình (12) biến động tỷ giá V_VND_USD tăng 1% sẽ làm xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam giảm 0.71% (= -66.35 + 65.64) với mức ý nghĩa 5%.
Thu nhập của Việt Nam có tác động dương đến xuất khẩu từ Việt Nam sang
tác động qua lại giữa các biến độc lập đưa vào với mức ý nghĩa 5%. Theo như kết quả chỉ ra tại mơ hình (12) của bảng 4.9, khi thu nhập của Việt Nam tăng 1% thì xuất khẩu từ Việt Nam sang Trung Quốc tăng 1.229% với mức ý nghĩa 5%.
4.6.1.2. Tác động trong ngắn hạn
a) Bằng chứng xuất khẩu từ Trung Quốc đến Việt Nam
Theo như kết quả ước lượng tác động dài hạn và kiểm tra đồng liên kết Johansen thì tồn tại mối quan hệ đồng liên kết mạnh mẽ giữa các biến chính. Do đó, cần phải thực hiện quá trình hiệu chỉnh sai số bằng cách tính các phần dư của mơ hình 𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡𝑖 sau đó thực hiện ước tính phương trình (11) với độ trễ được lựa chọn thích hợp. Kết quả ước tính này được sử dụng để giải thích mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến. Tuy nhiên, do mơ hình xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam trong ngắn hạn tồn tại các vi phạm giả thiết định lượng phương sai thay đổi và tự tương quan, do đó tác giả sử dụng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane-Orcutt để ước lượng 𝐸𝑅𝑅𝑂𝑅𝑗𝑡𝑖 .
Kết quả uớc lượng các hệ số ngắn hạn từ mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy bằng phương pháp Prais-Winsten và Cochrane- Orcutt cho tác động ngắn hạn của biến động tỷ giá và xuất khẩu từ Trung Quốc sang Việt Nam
(13) (14) D_Export_CN_VN L.error -1.331*** (-5.49) L.D_Export_CN_VN 0.994*** 1.041*** (4.86) (4.55) D_VND_USD -0.684 -0.769 (-0.82) (-0.89)
D_CNY_USD -1.865** -2.012** (-2.07) (-2.15) D_V_VND_USD -3.107* -3.245* (-1.69) (-1.72) D_V_CNY_USD 2.359 2.879 (0.95) (1.07) D_CPI_VN -0.776 -0.815 (-1.11) (-1.02) D_CPI_CN 0.171 -0.727 (0.16) (-0.35) D_GDP_VN 0.0744 0.0123 (0.12) (0.02) D_GDP_CN 0.414 0.408 (1.34) (1.29) L.error2 -1.411*** (-5.39) Quarter_1 0.0132 (0.42) Quarter_2 0.00137 (0.04) Quarter_3 -0.00686 (-0.27) _cons -0.00480 -0.00282 (-0.21) (-0.10)
Ghi chú: *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata (Phụ lục 6)
Trước tiên, hệ số của biến L. error đạt -1.331 tức là dấu của ECM (-1) âm và có ý nghĩa với mức ý nghĩa 1%, khi đó tồn tại quan hệ dài hạn điều chỉnh cân bằng. Kết
quả này cho thấy tồn tại quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các yếu tố về tỷ giá, biến động tỷ giá, thu nhập GDP, chỉ số giá tiêu dùng CPI ảnh hưởng đến xuất khẩu song phương từ Trung Quốc sang Việt Nam.
Đối với tỷ giá hối đối, khơng tìm thấy mối quan hệ tác động có ý nghĩa thống kê từ thay đổi thời kỳ này so với thời kỳ trước (sai phân bậc 1) của tỷ giá VND_USD nhưng kết quả tìm thấy mối quan hệ âm có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% từ