4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kiểm định phần dư
Để kiểm định tính dừng cho phần dư của mơ hình sử dụng kiểm định Phillips – Perron (PP) và Augmented Dickey Fuller (ADF). Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của phần dư được trình bày trong bảng 4.3. Kết quả cho thấy phần
33
dư dừng ở chuỗi dữ liệu gốc và các biến là dừng ở sai phân bậc nhất, vì vậy tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến ở Việt Nam.
Bảng 4.3. Kiểm định nghiệm đơn vị cho phần dư
ADF Test -3.074 PP Test -3.067 1% Critical Value -3.679 5% Critical Value -2.968 10% Critical Value -2.623 4.4. Kiểm định đồng liên kết
Theo nguyên tắc tổng quát, các biến mà chuỗi thời gian không dừng sẽ khơng được sử dụng trong mơ hình hồi quy để tránh vấn đề hồi quy giả mạo. Tuy nhiên, Engle and Granger (1987) cho rằng kết hợp tuyến tính của hai hay nhiều chuỗi thời gian khơng dừng có thể là chuỗi dừng. Nếu tồn tại kết hợp tuyến tính là dừng thì các chuỗi thời gian khơng dừng được cho là có quan hệ đồng liên kết và kết hợp tuyến tính dừng có thể được hiểu như là có mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Vì tất cả các biến là khơng dừng khi chưa lấy sai phân theo kết quả kiểm định ADF và PP trước đó, nên cần thiết kiểm định đồng liên kết để xem mối quan hệ dài hạn giữa các biến trước khi tiến hành bất kỳ phân tích sâu hơn về mối quan hệ dài hạn của chúng.
Mối quan hệ đồng liên kết cho phép chúng ta ước tính mối quan hệ dài hạn và thơng qua cơ chế hiệu chỉnh sai số (VECM) để tiếp tục phân tích mối quan hệ trong ngắn hạn và điều chỉnh để đạt được cân bằng trong dài hạn.
Phương pháp Johansen – Juselius (1990) và Johansen (1991) được sử dụng để xác định số vector đồng liên kết. Bảng 4 trình bày kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen – Juselius. Có hai giá trị thống kê riêng biệt để xác định số quan hệ đồng liên kết, giá trị Maximum Eigen và Trace statistics. Tại
34
mức ý nghĩa 5%, cả hai kiểm định này xác nhận tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa tài khoản vãng lai và các biến giải thích. Tại mức ý nghĩa 5%, giá trị Trace statistics và giá trị Maximum Eigen đều chỉ ra có hai mối quan hệ đồng liên kết. Kết quả được trình bày trong bảng trong Bảng 4.4 như sau:
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen
Date: 12/05/13 Time: 21:40 Sample (adjusted): 1985 2012
Included observations: 28 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: CA TB ED NEER FD PS
Lags interval (in first differences): 1 to 1 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.829986 121.8367 95.75366 0.0003 At most 1 * 0.716663 72.22423 69.81889 0.0317 At most 2 0.480478 36.91293 47.85613 0.3517 At most 3 0.294000 18.57722 29.79707 0.5236 At most 4 0.197311 8.829302 15.49471 0.3814 At most 5 0.091122 2.675252 3.841466 0.1019 Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) 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 * 0.829986 49.61242 40.07757 0.0032 At most 1 * 0.716663 35.31131 33.87687 0.0335 At most 2 0.480478 18.33571 27.58434 0.4674 At most 3 0.294000 9.747914 21.13162 0.7679 At most 4 0.197311 6.154050 14.26460 0.5935 At most 5 0.091122 2.675252 3.841466 0.1019 Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
35
Kết quả tại Bảng 4.4 cho thấy, tại mức ý nghĩa 5% tồn tại 2 mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến.
Sau đây là kết quả chạy mơ hình VECM với 2 vetor đồng liên kết.
Bảng 4.5a. Kết quả mơ hình VECM
Vector Error Correction Estimates Date: 12/05/13 Time: 21:31 Sample (adjusted): 1985 2012
Included observations: 28 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1 CointEq2 CA(-1) 1.000000 0.000000 TB(-1) 0.000000 1.000000 ED(-1) -0.089288 -0.179653 (0.01974) (0.02661) [-4.52317] [-6.75174] FD(-1) 3.121675 3.633939 (0.41294) (0.55661) [ 7.55967] [ 6.52867] NEER(-1) 1.41E-05 3.30E-05 (5.9E-06) (7.9E-06) [ 2.40513] [ 4.16110] PS(-1) -1.124589 -1.503438 (0.15969) (0.21525) [-7.04235] [-6.98460] C 0.423605 0.544020
Error Correction: D(CA) D(TB) D(ED) D(FD) D(NEER) D(PS) CointEq1 -1.293536 -0.661919 2.228798 0.194248 30228.93 0.046614 (0.28774) (0.21463) (6.30076) (0.17040) (11395.9) (0.34725) [-4.49552] [-3.08407] [ 0.35373] [ 1.13997] [ 2.65261] [ 0.13424] CointEq2 0.815284 0.338469 1.840895 -0.324093 -22663.45 -0.087022 (0.22748) (0.16968) (4.98125) (0.13471) (9009.37) (0.27453) [ 3.58398] [ 1.99477] [ 0.36956] [-2.40581] [-2.51554] [-0.31698] D(CA(-1)) 0.731389 0.628778 4.657767 -0.007970 6582.232 0.115344 (0.31129) (0.23219) (6.81652) (0.18435) (12328.8) (0.37568) [ 2.34953] [ 2.70799] [ 0.68331] [-0.04323] [ 0.53389] [ 0.30703] D(TB(-1)) -0.458262 -0.459817 -2.464356 -0.161602 -13233.05 -0.016101 (0.39561) (0.29509) (8.66284) (0.23428) (15668.1) (0.47743) [-1.15837] [-1.55825] [-0.28447] [-0.68979] [-0.84458] [-0.03372]
36
Các hệ số đồng liên kết ước tính cho tài khoản vãng lai dựa trên vector chuẩn hóa đầu tiên như sau:
Xt = (CAt, EDt, FDt, NEERt, PSt) B1 = (1, -0.089, 3.122, 1.41, -1.125)
Mối quan hệ đồng liên kết có thể được thể hiện như sau:
CA = 0.457 – 0.089ED + 3.122FD + 1.58NEER – 1.125PS (4.1) [-4.523] [7.559] [2.405] [-7.042]
Trong đó, giá trị trong ngoặc vuông là thống kê t. Hệ số của NEER và FD là cùng chiều với tài khoản vãng lai trong khi hệ số của ED và PS là ngược chiều với tài khoản vãng lai và tất cả đều có ý nghĩa thống kê.
D(ED(-1)) 0.036916 0.005076 0.302682 -0.024089 756.2539 0.006389 (0.01855) (0.01384) (0.40624) (0.01099) (734.744) (0.02239) [ 1.98990] [ 0.36680] [ 0.74509] [-2.19269] [ 1.02928] [ 0.28535] D(FD(-1)) 1.404484 0.832280 -9.898408 0.028584 -8301.312 0.267478 (0.35434) (0.26430) (7.75907) (0.20984) (14033.5) (0.42762) [ 3.96371] [ 3.14900] [-1.27572] [ 0.13622] [-0.59154] [ 0.62550] D(NEER(-1)) 5.26E-06 5.24E-06 5.70E-05 2.45E-07 -0.049099 -8.81E-07 (4.6E-06) (3.4E-06) (0.00010) (2.7E-06) (0.18177) (5.5E-06) [ 1.14680] [ 1.53204] [ 0.56693] [ 0.09026] [-0.27011] [-0.15900] D(PS(-1)) -0.269096 -0.254808 -0.889300 -0.118249 -11307.46 -0.428910 (0.23589) (0.17595) (5.16530) (0.13969) (9342.25) (0.28467) [-1.14079] [-1.44821] [-0.17217] [-0.84651] [-1.21036] [-1.50668] C 0.000462 -0.000551 0.005208 0.000210 251.8067 0.009033 (0.00714) (0.00533) (0.15642) (0.00423) (282.908) (0.00862) [ 0.06465] [-0.10341] [ 0.03330] [ 0.04969] [ 0.89006] [ 1.04777] R-squared 0.616305 0.549821 0.236309 0.514456 0.628912 0.234606 Adj. R-squared 0.454750 0.360272 -0.085244 0.310016 0.472664 -0.087666 Sum sq. resids 0.025483 0.014178 12.21913 0.008937 39971729 0.037114 S.E. equation 0.036623 0.027317 0.801943 0.021688 1450.440 0.044197 F-statistic 3.814818 2.900676 0.734898 2.516419 4.025095 0.727976 Log likelihood 58.29698 66.50548 -28.12145 72.96674 -238.1310 53.03309 Akaike AIC -3.521213 -4.107535 2.651532 -4.569053 17.65221 -3.145221 Schwarz SC -3.093004 -3.679326 3.079741 -4.140844 18.08042 -2.717012 Mean dependent 0.003550 0.001423 0.016832 -0.000643 190.0770 0.006589 S.D. dependent 0.049596 0.034153 0.769803 0.026109 1997.358 0.042379
37
Nhìn chung, các tham số đồng liên kết đều có ý nghĩa thống kê. Kết quả đồng liên kết cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa thâm hụt tài khoản vãng lai và nợ nước ngoài là ngược chiều và hệ số có ý nghĩa thống kê. Từ quan điểm Tiết kiệm – Đầu tư, điều này cho thấy tốc độ đầu tư trong nước cao hơn so với tỷ lệ tiết kiệm của quốc gia, để đầu tư cho các dự án trong nước phải dựa vào vay nợ nước ngoài.
Kết quả nghiên cứu cho thấy thâm hụt tài khoản vãng lai và thâm hụt ngân sách có mối quan hệ cùng chiều, điều này phù hợp với phương pháp tiếp cận Tiết kiệm – Đầu tư; thâm hụt ngân sách của Việt Nam trong thời gian qua là nguyên nhân dẫn đến tài khoản vãng lai bị xấu đi. Thay đổi của tài khoản vãng lai Việt Nam giai đoạn 1983 – 2012 luôn biến động cùng chiều với thâm hụt ngân sách.
Hình 4.1. Thâm hụt ngân sách và thâm hụt thương mại Việt Nam giai đoạn 1983 - 2012 giai đoạn 1983 - 2012
Nguồn: ADB’s Statistical Database System Online.
Trong các biến nghiên cứu thì thâm hụt ngân sách có ảnh hưởng lớn nhất đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam. Khi thâm hụt ngân sách giảm sẽ làm cho cán cân tài khoản vãng lai được cải thiện. Ngược lại, chính sách tài khóa mở rộng (chính phủ gia tăng chi tiêu hoặc giảm thu từ thuế…) làm tăng thâm hụt ngân sách
-0.25 -0.2 -0.15 -0.1 -0.05 0 0.05 0.1 % GD P
Thâm hụt ngân sách và thâm hụt thương mại Việt Nam 1983 - 2012
FD CA
38
từ đó làm tăng thâm hụt tài khoản vãng lai. Cụ thể với hệ số biến thiên của thâm hụt ngân sách trong mơ hình là 3.122 thì khi tỷ lệ thâm hụt ngân sách so với GDP tăng 1% thì tỷ lệ thâm hụt của tài khoản vãng lai so với GDP sẽ tăng 3.122% và ngược lại.
Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ giá hối đoái danh nghĩa tác động cùng chiều với tài khoản vãng lai. Mặc dù tỷ giá danh nghĩa có xu hướng tăng trong thời gian qua nhưng do chênh lệch tốc độ lạm phát của Việt Nam so với Mỹ và các nước đối tác thương mại chính lớn (đặc biệt năm 2008 lạm phát ở Việt Nam là 23.116% và 2011 là 18.677%, trong khi đó lạm phát ở Mỹ chỉ là 3.84% năm 2008 và 3.16% năm 2011) dẫn đến tỷ giá thực có xu hướng giảm dần, điều này góp phần làm giảm sức cạnh tranh về giá cả hàng hóa của Việt Nam trên thị trường thế giới. Thực tế này một phần lý giải tình trạng thâm hụt cán cân thương mại của Việt Nam trong thời gian qua trở nên lớn hơn.
Tiết kiệm tư nhân tác động ngược chiều đến thâm hụt tài khoản vãng lai ở Việt Nam. Khi tỷ lệ tiết kiệm tư nhân tăng lên, tỷ lệ đầu tư khơng thay đổi hoặc tỷ lệ đầu tư tăng ít hơn so với tỷ lệ tiết kiệm sẽ làm giảm khoảng cách chênh lệch giữa tiết kiệm và đầu tư, dẫn đến làm giảm thâm hụt tài khoản vãng lai.
39
Bảng 4.5b. Kết quả của mơ hình VECM
Dependent Variable: D(CA) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1985 2012
Included observations: 28 after adjustments
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C(1) -1.293536 0.287739 -4.495521 0.0002 C(2) 0.815284 0.227480 3.583977 0.0020 D(CA(-1) 0.731389 0.311292 2.349526 0.0298 D(TB(-1) -0.458262 0.395609 -1.158372 0.2611 D(ED(-1) 0.036916 0.018552 1.989900 0.0612 D(FD(-1) 1.404484 0.354336 3.963710 0.0008 D(NEER(-1) 5.26E-06 4.59E-06 1.146797 0.2657 D(PS(-1) -0.269096 0.235885 -1.140791 0.2681 C(9) 0.000462 0.007143 0.064651 0.9491 R-squared 0.616305 Mean dependent var 0.003550 Adjusted R-squared 0.454750 S.D. dependent var 0.049596 S.E. of regression 0.036623 Akaike info criterion -3.521213 Sum squared resid 0.025483 Schwarz criterion -3.093004 Log likelihood 58.29698 Hannan-Quinn criter. -3.390305 F-statistic 3.814818 Durbin-Watson stat 2.370949 Prob(F-statistic) 0.007878
Các dấu hiệu của hệ số hiệu chỉnh sai số trong việc xác định tài khoản vãng lai là âm (-1.293) và giá trị t (-4.495) là có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy tài khoản vãng lai phản ứng một cách đáng kể để đạt đươc cân bằng dài hạn khi lệch khỏi cân bằng dài hạn xảy ra, tốc độ mà tài khoản vãng lai điều chỉnh là khoảng 129.35% mỗi năm. Kết quả phản ánh, các yếu tố chính tác động ngắn hạn đến tài khoản vãng lai là thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài, tất cả các yếu tố này đều tác đồng thời lên tài khoản vãng lai.
Tóm lại, kết quả kiểm định đồng liên kết bằng phương pháp Johansen cho thấy hai mối quan hệ đồng liên kết nghĩa là có mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Kết quả mơ hìnhVECM cho thấy tỷ giá danh nghĩa và thâm hụt tài khóa tác động cùng chiều lên thâm hụt tài khoản vãng lai, trong khi đó tiết kiệm tư nhân và nợ nước ngồi tác động ngược chiều lên thâm hụt tài khoản vãng lai trong dài hạn.
40
Còn trong ngắn hạn cthâm hụt ngân sách và nợ nước ngồi là các nhân tố chính tác động đến tài khoản vãng lai ở Việt Nam.
4.5. Phân tích nhân quả
Kết quả đồng liên kết chỉ ra rằng tồn tại quan hệ nhân quả giữa các biến đồng liên kết, tuy nhiên, nó khơng chỉ cho chúng ta hướng của quan hệ nhân quả. Theo Engel và Granger (1987), nếu các biến mà có mối quan hệ đồng liên kết thì ln tồn tại đại diện hiệu chỉnh sai số mà quan hệ ngắn hạn động của các biến có thể được kiểm tra tác động bởi độ lệch từ cân bằng dài hạn. Engel và Granger cho rằng nếu tồn tại đồng kết hợp giữa các biến trong dài hạn, thì, phải có mối quan hệ một chiều hoặc hai chiều giữa các biến. Mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa các biến sẽ được kiểm tra trong mơ hình VECM.
Phương trình VECM: ∆𝐂𝐀 = 𝛍𝟏+ 𝛄𝟏𝐳𝐭−𝟏 + ∑ 𝜽𝟏𝒊 𝒑 𝒊=𝟏 ∆𝑪𝑨𝒕−𝒊 + ∑ 𝜹 𝟏𝒊 𝒑 𝒊=𝟏 ∆𝑬𝑫𝒕−𝒊 + ∑ 𝝉𝟏𝒊 𝒑 𝒊=𝟏 ∆𝑬𝑿𝒕−𝒊 + ∑ 𝝆𝟏𝒊 𝒑 𝒊=𝟏 ∆𝑭𝑫𝒕−𝒊 + ∑ 𝝎𝟏𝒊 𝒑 𝒊=𝟏 ∆𝑷𝑺𝒕−𝒊 + ∑ 𝝃𝟏𝒊 𝒑 𝒊=𝟏 ∆𝑻𝑩𝒕−𝒊+ 𝜺𝒕 (4.2)
Trong đó, Zt-1 là hiệu chỉnh sai số từ vector đồng liên kết; γ, θ, δ,τ, ρ, ω và ξ là tham số được ước tính; p là độ trễ; μ là hằng số và ε được giả định là dừng với trung bình bằng 0 và phương sai khơng đổi. Phương trình VECM được viết tương tự cho những biến khác.
Mơ hình VECM (4.2) cho thấy mối quan hệ ngắn hạn động cũng như cân bằng dài hạn giữa các biến và do đó có thể phân biệt giữa quan hệ nhân quả Granger ngắn hạn và dài hạn. Hệ số có ý nghĩa thống kê cho độ trễ hiệu chỉnh sai số (bằng kiểm định giả thuyết H0: γ1 = 0) cung cấp quan hệ nhân quả Granger trong dài hạn mà được quan sát thông qua thống kê t. Mặt khác, quan hệ nhân quả Granger trong ngắn hạn được kiểm tra bởi hệ số có ý nghĩa thống kê của các biến
41
giải thích khác. Ví dụ, trong phương trình VECM, nợ nước ngồi sẽ tác động đến tài khoản vãng lai trong ngắn hạn nếu hệ số δ1i có ý nghĩa thống kê (kiểm tra giả thuyết H0: δ11 = δ12 =…= δ1p = 0) bằng kiểm định Wald (kiểm định F). Tương tự, tỷ giá hối đoái danh nghĩa sẽ tác động đến tài khoản vãng lai trong ngắn hạn nếu hệ số τ có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ nhân quả trong ngắn hạn giữa các biến cũng được kiểm định tương tự.
Phân tích nhân quả Granger dựa trên mơ hình VECM với độ trễ là 1 được tiến hành giữa tài khoản vãng lai và năm biến vĩ mô. Kết quả kiểm tra thống kê được báo cáo trong Bảng 4.6 và được tổng hợp trong Bảng 4.7.
Bảng 4.6. Kết quả kiểm tra nhân quả Granger
Biến phụ thuộc F-statistics t-statistics ECTt-1
∆CA ∆TB ∆ED ∆FD ∆NEER ∆PS
∆CA - 1.342 3.959** 15.711*** 1.315 1.301 -4.496 ∆TB 7.333*** - 0.134 9.916*** 2.347 2.097 -3.084*** ∆ED 0.467 0.081 - 1.627 0.321 0.029 0.354 ∆FD 0.002 0.476 4.808** - 0.008 0.717 1.139 ∆NEER 0.285 0.713 1.059 0.350 - 1.465 2.652** ∆PS 0.094 0.001 0.081 0.391 0.025 - 0.134
42
Bảng 4.7. Tổng hợp quan hệ nhân quả dài hạn và ngắn hạn dựa trên VECM
Dài hạn Ngắn hạn ED CA NEER CA FD CA ED TB NEER TB FD TB ED CA FD CA CA TB FD TB FD ED
Ghi chú: X Y có nghĩa X tác động đến Y, và X Y có nghĩa có sự tác động qua
lại giữa X và Y
Trong dài hạn, chỉ có mối quan hệ nhân quả một chiều giữa thâm hụt tài khoản vãng lai với các biến nghiên cứu. Phân tích nhân quả dựa trên VECM cho thấy nợ nước ngoài và thâm hụt ngân sách tác động lên tài khoản vãng lai trong ngắn hạn. Từ kết quả Bảng 4.6 và Bảng 4.7, trong ngắn hạn, chỉ có mối quan hệ một chiều giữa giữa tài khoản vãng lai với thâm hụt ngân sách và nợ nước ngoài.
43
4.6. Kiểm định tính dừng các phần dư của VECM
Sau khi đã ước lượng được mơ hình sẽ xem xét tính phù hợp của mơ hình đối với chuỗi dữ liệu bằng cách kiểm định tính dừng của các phần dư. Nếu phần dư dừng thì mơ hình nhận được là phù hợp và ngược lại. Kết quả bảng 4.8 và hình 4.2 cho thấy phần dư của mơ hình đều dừng ở I(0), có nghĩa chuỗi dữ liệu phù hợp với mơ hình.
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định tính dừng phần dư của VECM
ADF Test PP Test
Bậc tích hợp H0: Các biến là không dừng H0: Các biến là không dừng Resid CA -6.169*** -6.169*** I(0) Resid TB -4.800*** -4.782*** I(0) Resid ED -4.031*** -5.339*** I(0)
Resid NEER -4.953*** -4.919*** I(0)
Resid FD -4.658*** -4.688*** I(0)
Resid PS -5.372*** -5.372*** I(0)
44
Hình 4.2. Đồ thị phần dư của mơ hình VECM
-.08 -.06 -.04 -.02 .00 .02 .04 .06 .08 1985 1990 1995 2000 2005 2010 CA Residuals
45 -.06 -.04 -.02 .00 .02 .04 .06 1985 1990 1995 2000 2005 2010 TB Residuals -4,000 -3,000 -2,000 -1,000 0 1,000 2,000 3,000 1985 1990 1995 2000 2005 2010 NEER Residuals
46 -2 -1 0 1 2 3 1985 1990 1995 2000 2005 2010 ED Residuals -.04 -.03