CHƯƠNG 2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU
4.4 Kết quả thực nghiệm
4.4.2 Kiểm định sự tồn tại mối quan hệ dài hạn
Bài nghiên cứu xác định độ trễ tối ưu dựa trên chỉ số Schawart’s Bayesian Information Criterion (SBC) và Akaike’s Information Criterion (AIC). Do hạn chế về cỡ mẫu, bài nghiên cứu tiến hành ước lượng mơ hình (4.3) bằng OLS với cùng một độ trễ, p = 1, 2. Bảng 4.2 trình bày các chỉ số SBC và AIC khi ước lượng mơ hình (4.3) bằng OLS với độ trễ 1 và 2.
Bảng 4.2: Thống kê lựa chọn độ trễ
Độ trễ p AIC SBC
1 -0.791925 -0.791925
2 -3.111323 -2.123937
Với kết quả ở Bảng 4.2, bài nghiên cứu sử dụng độ trễ 2 để kiểm định sự tồn tại
kê của F về việc tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến với độ trễ 2 là 13.05239. So với giá trị giới hạn trên và giới hạn dưới tra từ bảng CI(iii) Case III (Pesaran et al., 2001) theo liệt kê trong Bảng 4.3 (ở đây k = 4) thì ta có thể thấy giá trị tính tốn thống kê F lớn hơn giá trị giới hạn trên là 5.61 với mức ý nghĩa 1%. Tức là bác bỏ giả thiết 0: H0: 𝜆1 = 𝜆2 = 𝜆3 = 𝜆4 = 𝜆5 = 0. Do đó, ta có thể khẳng định tồn tại
một mối quan hệ dài hạn giữa các biến mơ hình.
Bảng 4.3: Kiểm định F về tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến
Biến phụ thuộc Lgt Độ trễ 2 F-statistic 13.05239*** Critical values 10% 5% 1% Lower bound 2.72 3.23 4.29 Upper bound 3.77 4.35 5.61
Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. 4.4.3 Ước lượng các hệ số dài hạn
Tới đây, chúng ta có thể thực hiện phương pháp ARDL để ước lượng mối quan hệ dài hạn. Như đã nêu trong phần mơ hình nghiên cứu, các độ trễ khác nhau của các biến được lựa chọn tiếp dựa trên tiêu chí AIC và SBC (Pesaran et al., 2001). Kết quả, mơ hình ARDL (2, 1, 1, 2, 2) được lựa chọn. Các ước lượng hệ số dài hạn của mơ hình ARDL (2, 1, 1, 2, 2) được thể hiện trong Bảng 4.4.
Bảng 4.4: Phân tích mối quan hệ dài hạn
Dependent Variable: Lg
Variable Coefficient t-Statistic Prob.
LIg 0.3064 ** 3.858856 0.0119
LIp 0.8185 ** 3.490716 0.0175
LIf 0.2347 ** 2.598480 0.0483
LGC 0.7736 ** 3.153256 0.0253
C -0.8271 -1.835966 0.1258
Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Các hệ số được tính tốn từ phương trình ARDL (2, 1, 1, 2, 2) được ước lượng bằng phương pháp OLS (xem phụ lục 1).
Phương trình dài hạn có thể được viết lại như sau:
Lg = 0.3064 LIg + 0.8185 LIp + 0.2347 LIf + 0.7736 LGC - 0.8271 + 𝑣̂𝑡
(0.0119) (0.0175) (0.0483) (0.0253) (0.1258)
(4.6)
R-squared = 0.961090 Adjusted R-squared = 0.828796
Với 𝑣̂𝑡 là nhân tố điều chỉnh sai số, và giá trị p-value được thể hiện trong dấu ngoặc đơn. Mơ hình tìm được có R2 = 96% và R2 hiệu chỉnh = 82,8% tức là các biến trong mơ hình giải thích được tới 82,8% sự biến động của tốc độ tăng trưởng kinh tế. Căn cứ vào kết quả hồi quy ta thấy dấu của các hệ số hồi quy đều phù hợp với kỳ vọng của nghiên cứu. Tỷ lệ đầu tư công trên GDP (LIg), tỷ lệ đầu tư tư nhân trên GDP (LIp), tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP(LIf) và tỷ lệ chi tiêu công trên GDP (LGC) đều có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%.
Trong mức ý nghĩa thống kê 5%:
- Khi tỷ lệ đầu tư cơng trên GDP tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế sẽ tăng 0.3064 điểm phần trăm.
- Khi tỷ lệ đầu tư tư nhân trên GDP tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế sẽ tăng 0.8185 điểm phần trăm.
- Khi tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngồi trên GDP tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế sẽ tăng 0.2347 điểm phần trăm.
- Khi tỷ lệ chi tiêu công trên GDP tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế sẽ tăng 0.7736 điểm phần trăm.
Trong những năm qua đầu tư cơng đã góp phần xây dựng nền tảng kết cấu hạ tầng kinh tế xã hội, tạo môi trường thuận lợi cho các thành phần kinh tế khác phát triển, đồng thời thu hút vốn đầu tư nước ngoài, đảm bảo phát triển toàn diện giữa các vùng miền, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bền vững. Do đó kết quả của nghiên cứu
cho thấy đầu tư cơng có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế là hợp lý, phù hợp với các tác giả khác khi nghiên cứu về vấn đề đầu tư công ở Việt Nam.
Tiếp theo là biến tỷ lệ đầu tư tư nhân 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 30 năm qua. Tốc độ tăng trưởng tương đối cao phù hợp với sự tăng nhanh vốn đầu tư. Hiệu quả của đầu tư để duy trì tiềm lực sẵn có hoặc tạo ra những tiền đề mới cho sản xuất kinh doanh, nhằm tạo ra nhiều hàng hóa có giá trị, dịch vụ tốt hơn, nâng cao đời sống của người dân.
Tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP tỷ lệ thuận với tăng trưởng kinh tế cho thấy vai trò của nguồn vốn FDI thơng 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…Ngồi ra FDI cũng đóng góp tích cực vào việc tạo nguồn thu ngân sách, thúc đẩy Việt Nam hội nhập sâu rộng vào nền kinh tế thế giới. Nhờ sự đóng góp của FDI mà Việt Nam được biết đến là quốc gia phát triển năng động, đổi mới, thu hút được sự quan tâm của cộng đồng quốc tế.
Biến tỷ lệ chi tiêu công trên GDP tác động dương đến tăng trưởng kinh tế. Chi tiêu công ở đây là các khoản chi thường xuyên để duy trì hoạt động của bộ máy hành chính, hay các khoản chi xuất hiện hàng năm. Trong những năm qua các khoản chi tiêu cơng của Chính phủ đảm bảo cung cấp hàng hóa - dịch vụ về hành chính, pháp luật…tạo mơi trường vĩ mơ thuận lợi thúc đẩy hoạt động sản xuất, kinh doanh của các doanh nghiệp. Tuy còn một số hạn chế nhưng vai trò của chi tiêu công trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Việt Nam trong những năm qua là đáng ghi nhận. Một số kiểm địnhphương trình dài hạn
- Kiểm định Wald
Để kiểm chứng các hệ số hồi quy tuyến tính của phương trình (4.6) có đồng thời bằng không, chúng ta thực hiện kiểm định Wald, với giả thiết hệ số các biến trong mơ hình đồng thời bằng khơng. Kết quả như sau:
Bảng 4.5: Kiểm định Wald phương trình (4.6)
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 9.861994 (4, 5) 0.0137
Chi-square 39.44798 4 0.0000
Với mức ý nghĩa α = 5%, kiểm định ràng buộc tuyến tính (kiểm định Wald) bác bỏ giả thiết các biến trong mơ hình đồng thời bằng khơng. Điều này cho thấy kết quả hồi quy mơ hình là có ý nghĩa.
- Kiểm định RESET của Ramsey
Một trong những kiểm định phổ biến nhất để kiểm định sai dạng hàm là kiểm định RESET của Ramsey (1969), đây là loại kiểm định Wald thông thường (dựa trên thống kê F) cho việc đưa thêm các biến giải thích vào mơ hình. Nếu một hoặc một số hệ số có ý nghĩa thống kê thì đó là dấu hiệu của việc sai mơ hình, ngược lại nếu chấp nhận giả thiết thì mơ hình ban đầu là đúng (Nguyễn Thị Ngọc Thanh, 2012).
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định dạng hàm của phương trình (4.6)
Ramsey RESET Test
Value df Probability
t-statistic 1.379297 4 0.2399
F-statistic 1.902462 (1, 4) 0.2399
Căn cứ vào kết quả kiểm định, với mức ý nghĩa 5% các hệ số của mơ hình khơng có ý nghĩa thống kê và xác suất Pro.F là 23,99% > 5%, do đó ta chấp nhận giả thiết và nhận định mơ hình ban đầu là đúng.
- Kiểm định tự tương quan
Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Larange Multiplier (LM) để kiểm tra tính tự tương quan của các biến trong mơ hình.
Bảng 4.7: Kiểm định tự tương quan của phương trình (4.6)
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.452083 Prob. F(1,4) 0.5382
Obs*R-squared 2.335514 Prob. Chi-Square(1) 0.1265 Kết quả kiểm định cho thấy xác suất Prob. Chi-Square là 12,5% > 5%, do đó các biến trong mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan.
- Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Bảng 4.8: Bảng kiểm định phương sai sai số thay đổi của phương trình (4.6)
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 1.097332 Prob. F(17,5) 0.5032
Obs*R-squared 18.13838 Prob. Chi-Square(17) 0.3802 Với xác suất Prob. Chi-Square là 38,02% > 5%, kết luận mô hình khơng có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
- Kiểm định phần dư có phân phối chuẩn
Theo lý thuyết kinh tế lượng nếu phần dư khơng ngẫu nhiên, khơng có phân phối chuẩn là một thơng tin quan trọng cho biết mơ hình hồi quy chưa tốt do có thể bỏ qua các lỗi như bỏ sót biến quan trọng, sai dạng hàm, phương sai thay đổi, tự tương quan. Hơn nữa phần dư là hạng nhiễu có trung bình bằng khơng và phương sai khơng đổi. Nếu giả định này khơng thỏa mãn thì các thống kê suy luận của mơ hình hồi quy như tstat, Fstat…khơng có giá trị nữa. Nghiên cứu sử dụng thống kê JB của
Jarque-Berra (1990) để kiểm định phần dư có phân phối chuẩn hay khơng.
Hình 4.1: Kết quả kiểm định Histogram-Normality của phương trình (4.6)
Căn cứ vào kết quả kiểm định, xác suất Pro. là 63,1% > 5%, do đó chấp nhận giả thiết H0 và phần dư của mơ hình có phân phối chuẩn.
0 1 2 3 4 5 -0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04 Series: Residuals Sample 1992 2014 Observations 23 Mean 1.35e-16 Median -0.002863 Maximum 0.047594 Minimum -0.069327 Std. Dev. 0.032948 Skewness -0.412539 Kurtosis 2.470758 Jarque-Bera 0.920815 Probability 0.631027
4.4.4 Ước lượng các hệ số ngắn hạn
Kết quả ước lượng phương trình mối quan hệ ngắn hạn được thể hiện như Bảng 4.9
Bảng 4.9: Bảng Phân tích mối quan hệ ngắn hạn
Dependent Variable: ΔLg
Included observations: 23 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
ECT(-1) -2.506197*** 0.233666 -10.72555 0.0000 ΔLIg 0.944628*** 0.164822 5.731220 0.0003 ΔLIp 0.103500 0.110770 0.934364 0.3745 ΔLIf 1.116857*** 0.096223 11.60701 0.0000 ΔLGC 2.083130*** 0.333089 6.253965 0.0001 C -0.000227 0.012269 -0.018504 0.9856
R-squared 0.961090 Adjusted R-squared 0.904887
F-statistic 17.10021 Prob(F-statistic) 0.000091
Ghi chú: ***, **, * tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Kết quả hồi quy dựa trên mơ hình theo diễn giải ở phương trình (4.3) sử dụng
ARDL (2, 1, 1, 2, 2) với biến phụ thuộc là ΔLgt được ước lượng trên khoảng thời
gian 1986 – 2015. Nhân tố điều chỉnh sai số ECTt-1 được rút ra từ phương trình dài
hạn (4.6) (tức 𝑣̂𝑡−1).
Kết quả kiểm định cho thấy ngoại trừ biến tỷ lệ đầu tư tư nhân trên GDP khơng có ý nghĩa thống kê, các biến cịn lại đều tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số phần điều chỉnh sai số ECTt-1có ý nghĩa thống kê cao ở mức 1% và mang dấu âm như kì vọng đã đảm bảo nghiên cứu có tồn tại quan hệ đồng tích hợp như đã tìm ra ở phần kiểm định đường bao theo Pesaran et al., (2001). Hệ số điều chỉnh khá cao (ECTt-1 = -2.506197) cho thấy tốc độ điều chỉnh từ cân bằng ngắn hạn về dài hạn là tương đối nhanh.
Một số kiểm định mơ hình ECM
Bảng 4.10: Kiểm định Wald mơ hình ECM
Wald Test:
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 33.48201 (4, 9) 0.0000
Chi-square 133.9280 4 0.0000
Với mức ý nghĩa α = 5%, kiểm định ràng buộc tuyến tính bác bỏ giả thiết các biến trong mơ hình đồng thời bằng 0.
- Kiểm định RESET của Ramsey
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định dạng hàm mơ hình ECM
Ramsey RESET Test
Value Df Probability
t-statistic 1.568587 8 0.1554
F-statistic 2.460465 (1, 8) 0.1554
Với mức ý nghĩa α = 5% các hệ số của mơ hình khơng có ý nghĩa thống kê và xác suất Pro.F là 15.54% > 5%, do đó ta chấp nhận giả thiết và nhận định mơ hình ban đầu là đúng.
- Kiểm định tự tương quan
Bảng 4.12: Kiểm định tự tương quan mơ hình ECM
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.379725 Prob. F(1,8) 0.5549
Obs*R-squared 1.042238 Prob. Chi-Square(1) 0.3073 Kết quả kiểm định cho thấy xác suất Prob. Chi-Square là 30,73% > 5%, do đó các biến trong mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan.
- Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Bảng 4.13: Kiểm định phương sai sai số thay đổi mơ hình ECM
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 1.102284 Prob. F(13,9) 0.4534
Obs*R-squared 14.12719 Prob. Chi-Square(13) 0.3649 Với xác suất Prob. Chi-Square là 36,49% > 5%, kết luận mơ hình khơng có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
- Kiểm định phần dư có phân phối chuẩn
Hình 4.2: Kết quả kiểm định Histogram-Normality mơ hình ECM
Căn cứ vào kết quả kiểm định, xác suất Pro. là 63,07% > 5%, do đó chấp nhận giả thiết H0 và phần dư của mơ hình có phân phối chuẩn.
- Kiểm định tính ổn định của phần dư
Tác giả kiểm định tính ổn định của phần dư thơng qua kiểm định tổng tích lũy của phần dư CUSUM và tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư CUSUMSQ.
0 1 2 3 4 5 -0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04 Series: Residuals Sample 1992 2014 Observations 23 Mean 1.03e-17 Median -0.002861 Maximum 0.047594 Minimum -0.069319 Std. Dev. 0.032948 Skewness -0.412794 Kurtosis 2.470749 Jarque-Bera 0.921630 Probability 0.630769 -10.0 -7.5 -5.0 -2.5 0.0 2.5 5.0 7.5 10.0 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 CUSUM 5% Significance
Hình 4.3: Đồ thị CUSUM và CUSUMSQ mơ hình ECM
Kết quả kiểm định cho thấy tổng tích lũy của phần dư và tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư đều nằm trong dải tiêu chuẩn ứng với mức ý nghĩa 5% nên có thể kết luận phần dư của mơ hình có tính ổn định.
4.4.5 Kết luận
Theo kết quả kiểm định của mơ hình, các biến tỷ lệ đầu tư công trên GDP, đầu tư tư nhân trên GDP, đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP và tỷ lệ chi tiêu công trên GDP giải thích được gần 83% thay đổi của biến tăng trưởng kinh tế Việt Nam trong giai đoạn 1986 – 2015.
Trong dài hạn, tất cả các biến đều có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiênmức độ tác động của biến đầu tư công đến tăng trưởng kinh tế là thấp hơn so với đầu tư tư nhân. Do đó để nâng cao tốc độ và chất lượng tăng trưởng kinh tế, Chính phủ cần có những giải pháp thích hợp nhằm đẩy mạnh đầu tư khu vực tư nhân đồng thời cải thiện hiệu quả đầu tư của khu vực Nhà nước.
Trong ngắn hạn các biến đều có tác động đến tăng trưởng kinh tế ngoại trừ biến đầu tư tư nhân. Khi có biến động mạnh về kinh tế vĩ mơ, q trình điều chỉnh từ cân bằng ngắn hạn về dài hạn là khá nhanh, hệ số cân bằng lớn (ECTt-1 = -2.5).
-0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 1.6 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
4.5 Hạn chế của mơ hình định lượng
Mẫu quan sát tương đối nhỏ (30 quan sát, theo số liệu từ 1986 – 2015), nếu số liệu Việt Nam được phản ánh theo quý thì số mẫu quan sát sẽ nhiều hơn, kết quả đo lường kinh tế lượng sẽ chính xác hơn.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Thực tế đầu tư công ở Việt Nam trong thời gian qua đã đạt được những kết quả tích cực, đóng góp lớn vào q trình tăng trưởng kinh tế của đất nước. Đầu tư công đã tập trung vào phát triển cơ sở hạ tầng, tạo điều kiện cho các thành phần kinh tế khác phát triển, đầu tư cơng đóng góp đáng kể vào cơng tác xóa đói giảm nghèo, nâng cao mức sống của người dân. Kết quả của mơ hình định lượng cũng cho thấy tác động tích cực của đầu tư cơng đến tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh những thành quả đã đạt được, đầu tư công trong thời gian qua cũng bộc lộ nhiều mặt hạn chế, nhất là về hiệu quả đầu từ. Điều này một phần làm hạn chế vai trị tích cực của đầu tư công