CHƯƠNG IV : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
4.1. Nội dung và kết quả nghiên cứu
4.1.5. Mối quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc
- Kiểm định sự tồn tại mối quan hệ dài hạn
Các kết quả F-statistic trong kiểm định sự tồn tại mối quan hệ dài hạn trong phương trình (3.2) với p = 1, 2, …, 6 đều không lớn hơn giá trị giới hạn trên (upper bounds). Tuy nhiên, bài nghiên cứu vẫn dựa trên tiêu chí AIC và SBC để xác định mơ hình ARDL phù hợp với độ trễ tối ưu cho từng biến. Sau đó, kiểm định F về sự tồn tại mối quan hệ dài hạn sẽ được kiểm tra lại một lần nữa (Bahmani-Oskooee, M. and Ratha, A., 2007)10. Kết quả, mơ hình ARDL (2, 1, 2, 4) được chọn.
Bảng 4.18. Kiểm định F về tồn tại mối quan hệ dài hạn (Việt Nam – Trung Quốc)
Biến phụ thuộc TBt
F (2, 1, 2, 4)11 4.034866***
Critical values 10% 5% 1%
Lower bound 2.72 3.23 4.29
Upper bound 3.77 4.35 5.61
Ghi chú: *, ** và *** thể hiện mức độ ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%.
Ta có thể thấy giá trị thống kê F (2, 1, 2, 4) là 4.034866, lớn hơn so với giá trị giới hạn trên (upper bound) tại mức ý nghĩa 10%. Do đó giả thiết 0 về việc không tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến: H0 : π1 = π2 = π3 = π4 = 0 bị bác bỏ tức là tồn tại một mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc.
- Ước lượng các hệ số dài hạn
10 Nghiên cứu của Bahmani-Oskooee, M. and Ratha, A. (2007) thực hiện kiểm định F về sự tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong phương trình cán cân thương mại song phương giữa Sweden và các đối tác thương mại dựa trên việc chọn độ trễ phù hợp cho mỗi biến trước khi làm kiểm định.
11 F (2, 1, 2, 4) là giá trị tính tốn thống kê F khi có 2 độ trễ cho biến ∆𝑇𝐵,1 độ trễ cho biến ∆𝑌𝑉𝑁, 2 độ trễ cho biến ∆𝑌𝑗và 4 độ trễ cho biến ∆𝑅𝐸
Hệ số mối quan hệ dài hạn được rút ra từ mơ hình ARDL (2, 1, 2, 4) như sau:
Bảng 4.19. Phân tích mối quan hệ dài hạn (Việt Nam – Trung Quốc)
Dependent Variable: TB
Variable Coefficient t-Statistic Prob.
C -1.883472 -0.112159 0.9111
YVN -2.139800 -3.183606 0.0025
YCN 0.157061 0.819430 0.4164
RE 0.735342 0.324648 0.7468
Ghi chú: Các hệ số được tính tốn từ phương trình ARDL (2, 1, 2, 4) được ước lượng bằng phương pháp OLS.
Viết lại phương trình dài hạn:
TB = -2.139800 YVN + 0.157061 YCN + 0.735342 RE -1.883472 + 𝑣̂𝑡
(0.0025) (0.4164) (0.7468) (0.9111)
(4.5)
Phương trình dài hạn cho thấy chỉ có biến thu nhập thực tế trong nước là có ý nghĩa thống kê với dấu tác động âm. Biến tỷ giá hối đối mang dấu dương nhưng khơng có ý nghĩa thống kê do đó ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái lên cán cân thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc là khơng rõ ràng. Biến cịn lại, thu nhập thực tế của đối tác thương mại Trung Quốc cũng tương tự, khơng có ý nghĩa thống kê.
- Ước lượng các hệ số ngắn hạn
Bảng 4.20. Phân tích mối quan hệ ngắn hạn (Việt Nam – Trung Quốc)
Included observations: 67
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 4.54E-06 0.05332 8.52E-05 0.9999 ECTt−1 -0.438524 0.11652 -3.763522 0.0004 ∆TBt−1 -0.152348 0.161967 -0.940613 0.3512 ∆TBt−2 -0.254507 0.086141 -2.954551 0.0047 ∆YVN,t -0.524192 0.165735 -3.162844 0.0026 ∆YVN,t−1 0.343494 0.174978 1.963067 0.0549 ∆YCN,t -1.186421 0.846487 -1.401582 0.1669 ∆YCN,t−1 -2.209628 0.871729 -2.534764 0.0142 ∆YCN,t−2 -2.37867 1.052239 -2.26058 0.0279 ∆REt 0.505747 0.905698 0.558406 0.5789 ∆REt−1 -2.386502 1.048786 -2.27549 0.0269 ∆REt−2 1.722468 1.263244 1.363528 0.1785 ∆REt−3 -1.084984 1.210959 -0.895971 0.3743 ∆REt−4 3.032181 1.943802 1.559922 0.1247
R-squared 0.59001 Mean dependent var -0.014026
Adjusted R-squared 0.489447 S.D. dependent var 0.269184 S.E. of regression 0.19234 Akaike info criterion -0.275591 ƯSum squared resid 1.960726 Schwarz criterion 0.185091 Log likelihood 23.23228 Hannan-Quinn criter. -0.093298
F-statistic 5.867038 Durbin-Watson stat 1.936899
Prob(F-statistic) 0.000002
Ghi chú: Kết quả hồi quy dựa trên mơ hình theo diễn giải ở phương trình (3.3) sử dụng ARDL (2, 1, 2, 4) với biến phụ thuộc là ∆𝑇𝐵𝑡 , được ước lượng trên khoảng thời gian 1998Q1 – 2014Q2. Nhân tố điều chỉnh sai số 𝐸𝐶𝑇𝑡−1) được rút ra từ phương trình dài hạn (4.5) (tức 𝑣̂𝑡−1).
Kết quả hồi quy từ mơ hình ARDL (2, 1, 2, 4) cho thấy tác động như kỳ vọng của biến tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn. Biến tỷ giá ở độ trễ thứ 1 có ý nghĩa thống kê với giá trị hệ số mang dấu âm. Điều này thể hiện một sự xấu đi của cán cân thương mại trong ngắn hạn sau khi giảm giá nội tệ xảy ra. Hệ số của ∆𝑅𝐸𝑡−1 là -2.386502 với mức ý nghĩa 5% (p – value tương ứng 0.0269). Vì phương trình ngắn hạn chỉ có một hệ số gắn liền với tỷ giá là có ý nghĩa và mang dấu âm, thêm vào đó phương trình dài hạn khơng cho thấy một tác động thực sự rõ rệt có ý nghĩa (mặc dù dấu hệ số là dương), do đó hai cách nhận diện về sự tồn tại hiệu ứng tuyến J khơng được tìm thấy trong cán cân thương mại song phương giữa Việt Nam và Trung Quốc.
Nhân tố hiệu chỉnh sai số trong mơ hình (ECTt - 1) vẫn có ý nghĩa thống kê
khá cao và mang dấu âm -0.438524 (p – value là 0.0004), phù hợp với kỳ vọng đã đưa ra. Các kiểm định khác cũng đã được áp dụng để kiểm tra các đặc điểm kỹ thuật của mơ hình và chúng cho thấy ước lượng dài hạn và ngắn hạn là không có tương quan chuỗi, sai sót của mơ hình ngắn hạn, sự khơng chuẩn chắc của sai số và phương sai thay đổi (xem Phụ lục 2). Kiểm định CUSUM và CUSUMSQ về tính ổn định của các hệ số ước lượng trong mơ hình ARDL được thể hiện trong Hình 4.5
bên dưới. -30 -20 -10 0 10 20 30 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70 CUSUM 5% Significance
Hình 4.5. Đồ thị CUSUM và CUSUMSQ (Việt Nam – Trung Quốc)
Đường biến động của chỉ số kiểm định CUSUM và CUSUMSQ đều nằm bên trong đường giới hạn mức ý nghĩa 5%. Do đó, mơ hình ARDL (2, 1, 2, 4) là ổn định.