5. Bố cục của đề tài
3.3. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm
3.3.3) Kết quả kiểm định Engle – Granger
Kết quả kiểm nghiệm đơn vị trong phần 3.3.1 đã chỉ ra rằng tất cả các biến trong nghiên cứu không dừng với dữ liệu tại mức và chúng dừng cùng bậc I(1), như vậy điều kiện ban đầu (theo Johansen) đã được thỏa mãn để ta tiến hành kiểm định mối quan hệ đồng liên kết. Trong phần này tác giả thực hiện lần lượt các bước như đã trình bày trong phương pháp nghiên cứu cho các phương trình và có được các kết quả như sau:
Đầu tiên tác giả chạy ước lượng bằng phương pháp LS lần lượt cho các cặp biến. Từ kết quả hồi quy (phụ lục 4) ta có hàm thể hiện mối quan hệ giữa các biến kinh tế vĩ mô và giá dầu thế giới:
IPt = 7.408502 + 0.794541COPt + ut (3.6)
EXt = 3.807559 + 1.064434COPt + ut (3.7)
IMt = 3.783418 + 1.113315COPt + ut (3.9)
ROPt = 5.875377 + 0.839770COPt + ut (3.10)
CPIt = 2.902215 + 0.463216COPt + ut (3.11)
REt = 9.244785 + 0.114718COPt + Ut (3.12)
Như đã đề cập trong phương pháp nghiên cứu, để các phương trình cân bằng trên tồn tại và đảm bảo kết quả hồi quy theo phương pháp OLS trên là thực thì đặc tính của biến chuỗi sai số ut phải là dừng do đó bước tiếp theo tác giả tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị của phần dư có được từ các phương trình từ 3.6 đến 3.11
Bảng 3.5: Kết quả kiểm nghiệm đơn vị phần dƣ
STT Biến số Thống kê t Mức ý nghĩa
1 RESIDIP -3.908925 0.0026* 2 RESIDCPI -1,208639 0.6694 3 RESIDEX -3.125370 0.0271** 4 RESIDIM -2.576449 0.1007*** 5 RESIDM1 -3.561369 0.0079* 6 RESIDROP -2.931207 0.0445** 7 RESIDRE -1.108105 0.9231
Ghi chú: *, ** và *** là ký hiệu mức ý nghĩa lần lượt tại 1%, 5% và 10%
Bảng 3.5 là kết quả kiểm nghiệm đơn vị phần dư bằng phương pháp ADF, ta thấy rằng có 5 giả thuyết H0: có nghiệm đơn vị bị bác bỏ với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% tức phần dư này là một chuỗi dừng, do đó kết quả nhận được từ ước lượng bằng phương pháp LS là thực.
Để kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi qui trong các phương trình tác giả tiến hành kiểm định Wald và cho kết quả như phụ lục 5
Theo kết quả kiểm định Wald phương trình hồi quy (3.6)
0.794541 , nghĩa là giá dầu thế giới có mối quan hệ tích cực với sản
lượng công nghiệp, trong điều kiện các yếu tố khác khơng đổi khi giá dầu tăng lên 1% thì sản lượng công nghiệp cũng sẽ tăng nhưng mức tăng thấp hơn chỉ tăng 0,79%. Hay nói cách khác với sự đóng góp của ngành khai thác và xuất khẩu dầu thơ vào tổng sản lượng ngành cơng nghiệp thì trong dài hạn giá dầu thơ tăng sẽ có lợi cho tăng trưởng sản lượng công nghiệp và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Trường hợp này giống như kết quả nghiên cứu tại các nước xuất khẩu dầu mỏ điển hình là Na Uy (Cunado và Gracia, 2005) một đất nước có tỷ trọng ngành cơng nghiệp dầu thơ chiếm tỉ trọng khá cao và là quốc gia duy nhất trong bài nghiên cứu cho thấy mối quan hệ tích cực giữa giá dầu thơ thế giới và tăng trưởng GDP.
3.7) cho thấy giá dầu thô cũng g tích cực lên
cho xuất khẩu % nếu các
yếu tố khác không đổi
Trong khi sản lượng khai thác và xuất khẩu dầu thô ngày càng có xu hướng giảm thì kim ngạch tăng phụ thuộc nhiều vào giá dầu thơ. Ngồi ra kết quả này cịn cho thấy rằng hàng hóa xuất khẩu của Việt Nam khơng bị tác động tiêu cực bởi sự tăng giá dầu thô thế giới mặc dù giá xăng nhiên liệu đầu vào bị tác động bởi giá dầu thô.
Liên quan đến cung tiền với giá dầu thô thế giới, kết quả đạt được trong kiểm định Engle – Granger cũng cho thấy tồn tại mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa hai biến này, một kết quả đáng chú ý ở đây là giá dầu thô tác động dương lên cung tiền như thể hiện tại phương trình (3.8) trong đó 1% biến động của giá dầu dẫn đến tác động dương lên cung tiền 1.08% như vậy với việc tăng giá dầu thế giới không tác động đến lạm phát thì chính phủ Việt Nam đã duy trì chính sách tiền tệ nới lỏng nhằm duy trì mục tiêu tăng trưởng kinh tế.
Kết quả ước lượng (3.9) chỉ ra rằng nhập khẩu có mối quan hệ dương với giá dầu thế giới, như vậy khi giá dầu tăng lên 1% thì trong dài hạn sẽ dẫn đến nhập khẩu tăng lên 1.1% với điều kiện các yếu tố khác không đổi. Tốc độ tăng nhập khẩu lớn hơn mức tăng giá dầu thế giới có thể xuất phát từ hai nguyên nhân: thứ nhất giá dầu thơ thế giới tăng thì giá xăng nhập khẩu (chiếm tỉ trọng đáng kể trong tổng giá trị nhập khẩu hàng hóa) tăng, thứ hai giá dầu - chi phí đầu vào sản xuất tăng dẫn đến giá cả hàng hóa trên thế giới tăng kết quả là khi giá dầu thế giới tăng làm cho nhập khẩu tăng chịu tác động kép nên tăng mạnh hơn. Tuy giá dầu tăng làm tăng kim ngạch xuất khẩu với mức tăng cao hơn mức tăng của giá dầu đồng thời chi phí nhập khẩu cũng tăng đáng kể tương đương với mức tăng của giá dầu thơ do đó về mặt dài hạn biến động giá dầu nhìn chung là khơng gậy ảnh hưởng đáng kể đến tỉ giá hối đoái, kết quả hồi qui cho thấy hệ số tương quan của hai biến này là 0.1 cho nghĩa là khi giá dầu biến động 1% thì tỉ giá hối đoái thay đổi 0.1%.
Hệ số co giãn của phương trình (3.10) là 0.83 ám chỉ rằng trong dài hạn cứ 1% tăng lên của giá dầu thô thế giới sẽ làm cho giá xăng trong nước tăng lên 0.83%. Trong những năm qua mặc dù hằng năm chính phủ Việt Nam đã bỏ ra hàng chục nghìn tỷ đồng để trợ cấp cho giá xăng dầu nhưng trước biến động mạnh của giá dầu thơ thế giới thì rõ ràng là giá xăng trong nước không thể không bị ảnh hưởng.
Kết quả kiểm nghiệm đơn vị phần dư từ phương trình hồi quy của lạm phát với giá dầu thơ thế giới cho thấy không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến này nghĩa là không tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa lạm phát với giá dầu thế giới, bên cạnh đó kết quả kiểm định nhân quả Granger cũng cho thấy giá dầu thô không phải là nguyên nhân gây tác động đến lạm phát trong ngắn hạn. Rõ ràng với chế độ quản lý giá xăng dầu trong nước suốt thời gian qua, bên cạnh việc áp dụng đồng thời các chính sách khác tiền tệ và các chính sách khác đã làm hạn chế sự gia tăng giá cả trong nước so với mức gia tăng thực tế của giá dầu thế giới, do đó làm giảm đi tác động truyền dẫn của giá dầu thế giới.
Tương tự, giá dầu thế giới và tỉ giá hối đối được chứng minh là khơng tồn tại mối quan hệ nào trong dài hạn, như vậy với nguồn ngoại tệ thu được từ xuất khẩu dầu thơ khá lớn đã góp phần giảm áp lực lên tỉ giá.
3.3.4) Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình hiệu chỉnh sai số VECM
Kết quả kiểm định Engle – Granger ở phần trước cho thấy tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến, có nghĩa là tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến đó, nhưng kiểm định đồng liên kết không thể chỉ ra chiều của mối quan hệ nhân quả giữa biến giá dầu thế giới với các biến kinh tế vĩ mơ, do đó VECM được dùng để tìm ra xem liệu giá dầu thế giới là nguyên nhân tác động lên các biến số kinh tế vĩ mô hay các biến kinh tế vĩ mô của Việt Nam lại là nguyên nhân gây tác động đến biến động của giá dầu thế giới trong ngắn hạn lẫn dài hạn. Ngoài ra hệ số điều chỉnh ECT sẽ cho thấy mức điều chỉnh trong ngắn hạn để đạt tới trạng thái cân bằng trong dài hạn. Lưu ý rằng tất cả các biến kinh tế vĩ mô trên không chỉ phụ thuộc vào giá dầu thế giới mà nó cịn phụ thuộc vào chính giá trị q khứ của nó.
Phương trình từ 3.12 đến 3.16 thể hiện mối quan hệ nhân quả giữa biến giá dầu thô thế giới và các biến kinh tế vĩ mơ trong đó các biến kinh tế vĩ mơ sẽ đóng vai trị là biến phụ thuộc.
∆EX = -0.067335*ECT - 0.569790∆ EX1 - 0.293911*∆EX2 + 0.285896*∆COP1 +
0.225592 *∆COP2 + 0.020825 (3.12)
∆IM = -0.030743*ECT - 0.558390*∆IM1 - 0.483939*∆ IM2 - 0.429138*∆ IM3
-0.353112IM4 - 0.113589IM5 - 0.228813IM6 + 0.357921*∆COP1
+ 0.225592 *∆COP2 + 0.230150*∆COP3 + 0.133165 *∆COP4 - 0.004383 *∆COP5
- 0.248268*∆COP6 + 0.038022 (3.13)
∆IP = -0.029711*ECT - 0.955203*∆IPt-1 -0.771056*∆IPt-2 -0.562883*∆IPt-3 -0.470334IPt-4 - 0.279102IPt-5 - 0.051443IPt-6 + 0.137957*∆COPt-1
-0.121818*∆COPt-2 + 0.143838*∆COPt-3 + -0.165838*∆COPt-4 +0.069047*∆COPt-5
∆M1 = 0.001092*ECT - 0.078359*∆Mt-1 + 0.050312*∆Mt-2 + 0.204528*∆Mt-3 + 0.051720 Mt-4 - 0.015523Mt-5 - 0.019654Mt-6 - 0.049007*∆COPt-1 - 0.065589*∆COPt-2 - 0.000124*∆COPt-3 - 0.025516*∆COPt-4
- 0.051916*∆COPt-5 - 0.023321*∆COP1-6 + 0.014022 (3.15)
∆ROP1= -0.043634*ECT - 0.159931*∆ROPt-1 - 0.144065*∆ROP1-2 - 0.190147*∆ROPt-3 + 0.150959*∆COPt-1 + 0.47415*∆COPt-2
+ 0.127697*∆COP1-3 + 0.011740 (3.16)
∆RE = 0.010048*ECT - 0.191079*∆ RE t-1 - 0.006784*∆ COPt-1 + 0.003551 (3.17) Hệ số điều chỉnh của các biến EX, IM, IP, M1, ROP và RE lần lượt là 6%, 3%, 3%, 0.1%, 4% và 0,01%. Điều đặc biệt ở đây là tất cả các hệ số điều chỉnh này khơng có ý nghĩa thống kê10, do đó có thể kết luận giá dầu thơ thế giới không phải là nguyên nhân gây tác động lên các biến kinh tế vĩ mô trong dài hạn, đồng nghĩa với việc các biến kinh tế vĩ mơ dường như khơng có sự điều chỉnh trong ngắn hạn để đạt trạng thái cân bằng.
Ngược lại khi thực hiện kiểm định xem liệu các biến kinh tế vĩ mơ có phải là nguyên nhân chỉ báo cho biến động giá dầu thế giới hay khơng thì kết quả nhận được lại khá bất ngờ là các hệ số điều chỉnh ECT đều có ý nghĩa thống kê11
. Như vậy có thể kết luận rằng giá dầu thế giới biến động có sự đóng góp từ chính nền kinh tế của các nước trong đó có Việt Nam, hoặc nhu cầu về tiêu thụ nhiên liệu tăng cao dưới nền kinh tế toàn cầu tăng mạnh hoặc ngược lại trong tình trạng nền kinh tế trì trệ nhu cầu tiêu thụ nhiên liệu giảm mạnh gây ra các cú sốc về giá dầu.
Bên cạnh đó kiểm định wald cho các hệ số ước lượng mối quan hệ giữa giá dầu thô thế giới và các biến cịn lại cho thấy chúng có ý nghĩa thống kê. Điều này ám chỉ rằng trong ngắn hạn có tồn tại mối quan hệ nhân quả một chiều từ giá dầu thô thế giới đến các biến kinh tế vĩ mô ngoại trừ hệ số của biến sản lượng cơng nghiệp là tìm thấy
10 Xem phụ lục 6 “Kết quả chạy VECM”
11
khơng có ý nghĩa thống kê, kết quả này củng cố những kết luận đã đưa ra trong kiểm định mối quan hệ nhân quả được thực hiện tại phần kiểm định nhân quả Granger, ngoài ra các hệ số trong các phương trình 3.12, 3.13, 3.14, 3.16 và 3.17 nói lên rằng khi giá dầu thơ thế giới tăng tác động dương lên hầu hết các biến kinh tế vĩ mô trong ngắn hạn nhưng lại tác động âm lên cung tiền (phương trình 3.15) kết quả này đồng thuận với quan điểm của Bohi và Bernanke cho rằng khi nền kinh tế bị ảnh hưởng do giá dầu tăng thì chính phủ nên thực hiện một chính sách tiền tệ thắt chặt nhằm giảm tác động lên lạm phát, Việt Nam là một trong những quốc gia áp dụng chính sách này chính nhờ vậy mà CPI được kiểm sốt nên biến động giá dầu thế giới khơng phải là nguyên nhân gây tác động đến lạm phát trong ngắn hạn, như vậy sự tác động của giá dầu thế giới lên cung tiền là khác nhau trong ngắn hạn và dài hạn.
Để kiểm tra độ bền cũng như sự phù hợp của mơ hình tác giả thực hiện kiểm định các giả định về thuộc tính của phần dư12 trong các phương trình trên. Kết quả kiểm định được trình bày tóm tắt trong bảng 3.6:
Bảng 3.6: Kết quả kiểm định phần dƣ của của các phƣơng trình
Kiểm định Thống kê CPI IP EX IM M1 ROP RE
Phân phối chuẩn Prob. JB 13 0.0038 0.0000 0.00006 0.00456 0.0000 0.0000 0.0000 Tương quan chuỗi Prob. X 2 0.0000 0.0002 0.0778 0.0727 0.2832 0.8735 0.6064 Phương sai
thay đổi Prob. X
2
0.0000 0.0069 0.7331 0.0727 0.1381 0.9279 0.1960
Kiểm định phân phối chuẩn chỉ ra rằng phần dư khơng có phân phối chuẩn, kiểm định Breusch – Godfrey của phần dư cho thấy IP và CPI có hiện tượng tương quan chuỗi cịn các biến còn lại chấp nhận giả thiết H0 là khơng có hiện tượng tương
12
Xem phần 3.2 “Phương pháp nghiên cứu”
13
quan chuỗi, tương tự kiểm định White chỉ ra rằng ngoài CPI và IP ra phần dư của các phương trình khác khơng có hiện tượng phương sai sai số thay đổi. Như vậy các mơ hình biểu diễn mối quan hệ giữa giá dầu thế giới COP với EX, IM, M1, ROP và RE là khá tốt, còn CPI đã được tìm thấy là khơng tồn tại mối quan hệ đồng liên kết nên khơng được đưa vào trong mơ hình này, đối với biến IP kết quả đạt được trong phần mơ hình này tán đồng với kết quả trong phần kiểm định trước đó nên ở đây tác giả tạm chấp nhận mơ hình này.
3.3.5) Kết quả phân tích hàm phản ứng đẩy
Hàm phản ứng IRF xem ảnh hưởng của bất kỳ biến nào đến các biến còn lại trong nhóm biến, do đó từ 8 biến trong bài nghiên cứu này sẽ có tổng cộng 64 phản ứng đẩy được tạo ra. Nhưng mục đích của bài nghiên cứu này là kiểm tra tác động một chiều của biến động giá dầu thô thế giới lên các chỉ số của nền kinh tế do đó tác giả chỉ đưa ra các phản ứng của các biến kinh tế vĩ mô trước các cú sốc giá dầu, như vậy ở đây tác giả sẽ xem xét 7 phản ứng tương ứng với 7 biến phụ thuộc trước biến độc lập là giá dầu thô thế giới.
Hình: Phản ứng của các biến trƣớc cú sốc giá dầu
-.06 -.04 -.02 .00 .02 .04 .06 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DIM to Cholesky One S.D. DCOP Innovation
-.02 -.01 .00 .01 .02 .03 .04 .05 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DEX to Cholesky One S.D. DCOP Innovation
-.0004 .0000 .0004 .0008 .0012 .0016 .0020 .0024 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DCPI to Cholesky One S.D. DCOP Innovation
-.008 -.004 .000 .004 .008 .012 .016 .020 .024 .028 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DROP to Cholesky One S.D. DCOP Innovation
-.012 -.010 -.008 -.006 -.004 -.002 .000 .002 .004 .006 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of DM1 to Cholesky One S.D. DCOP Innovation
-.06 -.04 -.02 .00 .02 .04 .06 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DIP to Cholesky One S.D. DCOP Innovation
-.004 -.003 -.002 -.001 .000 .001 .002 .003 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DRE to Cholesky One S.D. DCOP Innovation
Hình 3.1 thể hiện phản ứng của các biến kinh tế vĩ mô đối với sự thay đổi một độ lệch chuẩn trong giá dầu thô thế giới. Đồ thị chỉ ra rằng trong hầu hết các trường hợp biến kinh tế vĩ mô không chịu tác động ngay khi cú sốc giá dầu xảy ra mà thường có độ trễ khoảng 2 đến 3 tháng và sự tác động này chỉ diễn ra trong thời gian ngắn rồi sau đó tắt hẳn, điều này trái ngược hồn toàn với phản ứng của các biến kinh tế tại nước xuất khẩu dầu mỏ như Negeria mà ở đó CPI, GDP và M1 không phản ứng trong ngắn hạn