CHƯƠNG IV : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
4.1. Nội dung và kết quả nghiên cứu
4.1.2. Mối quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và Nhật Bản
- Kiểm định sự tồn tại mối quan hệ dài hạn
Bảng 4.6 trình bày các chỉ số SBC và AIC khi ước lượng mơ hình (3.2) cho
mối quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và Nhật Bản bằng OLS với p
= 1, 2, …, 6.
Bảng 4.6. Thống kê lựa chọn độ trễ (Việt Nam - Nhật Bản)
p AIC SBC p AIC SBC
1 -1.57923 -1.15145 4 -1.77358 -0.95093
2 -1.71255 -1.15315 5 -1.67118 -0.71691
3 -1.73864 -1.04762 6 -1.56521 -0.47932
Dựa trên tiêu chí AIC ta thấy độ trễ phù hợp là 4, trong khi đó tiêu chí SBC cho rằng độ trễ tối ưu là 2. Do đó, bài nghiên cứu sẽ thực hiện kiểm định F kiểm định về việc tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến cho độ trễ từ 2 đến 4. Các giá trị thống kê F cho độ trễ 3 và 4 đều lớn hơn so với giá trị giới hạn trên theo Case III của Pesaran et al. (2001) là 5.61 tại mức ý nghĩa 1%. Trong khi đó tại độ trễ 2, giá trị thống kê F cũng lớn hơn giá trị giới hạn trên (upper bound) 4.35 tương ứng với mức ý nghĩa 5%. Do đó giả thiết 0: 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 Nhật Bản.
Bảng 4.7. Kiểm định F về tồn tại mối quan hệ dài hạn (Việt Nam - Nhật Bản)
Độ trễ 2 3 4
F-statistic 4.85924** 6.394671* 6.71476*
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%.
- Ước lượng các hệ số dài hạn
Trong mối quan hệ giữa Việt Nam và Nhật Bản, mơ hình ARDL (2, 2, 2, 1) được lựa chọn dựa trên tiêu chí AIC và SBC (Pesaran et al., 2001). Các ước lượng hệ số dài hạn của mơ hình ARDL (2, 2, 2, 1) được thể hiện trong Bảng 4.8.
Bảng 4.8. Phân tích mối quan hệ dài hạn (Việt Nam - Nhật Bản)
Dependent Variable: TB
Variable Coefficient t-Statistic Prob.
C -3.032122 -2.223161 0.0307
YVN -1.042579 -3.575403 0.0008
YJP 1.363542 4.942560 0.0000
RE -1.325509 -3.386720 0.0014
Ghi chú: Các hệ số được tính tốn từ phương trình ARDL(2, 2, 2, 1) được ước lượng bằng phương pháp OLS.
Phương trình dài hạn được viết lại như sau:
TB = -1.042579 YVN +1.363542 YJP -1.325509 RE -3.032122 + 𝑣̂𝑡
(0.0008) (0.0000) (0.0014) (0.0307)
Với 𝑣̂𝑡 là nhân tố điều chỉnh sai số, và giá trị p-value được thể hiện trong dấu ngoặc đơn. Tất cả các ước lượng trong phương trình 4.2 đều có ý nghĩa thống kê khá cao. Tuy nhiên xét về dấu của hệ số thì chúng ta đang mong đợi một hiệu ứng tích cực của tỷ giá hối đoái thay vì hiệu ứng tiêu cực như thực nghiệm đưa ra (- 1.325509). Đối với hai biến thu nhập trong nước và thu nhập của đối tác thương mại (ở trường hợp này là Nhật Bản) thì kỳ vọng dấu có thể âm hoặc có thể dương, do đó kết quả về hệ số của hai biến này ở phương trình (4.2) đều được chấp nhận như mong đợi. Nếu thu nhập trong nước tăng lên thì cán cân thương mại song phương giữa Việt Nam và Nhật Bản sẽ xấu đi, điều này cho thấy khi thu nhập thực tăng thì người Việt Nam sẽ nhập khẩu nhiều hàng hóa hơn từ Nhật Bản. Việc Việt Nam có thêm nhiều điều kiện để sản xuất hàng hóa thay thế cho hàng nhập khẩu Nhật Bản đã bị lấn át bởi nhu cầu về hàng nhập khẩu từ Nhật Bản. Trong khi đó, nếu thu nhập thực tế của người dân Nhật Bản tăng thì lại góp phần làm cải thiện cán cân thương mại.
- Ước lượng các hệ số ngắn hạn
Kết quả ước lượng phương trình mối quan hệ ngắn hạn được thể hiện ở Bảng 4.9
Bảng 4.9. Phân tích mối quan hệ ngắn hạn (Việt Nam - Nhật Bản)
Dependent Variable: ∆TBt
Included observations: 67
White heteroskedasticity-consistent standard errors & covariance
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.20E-06 0.014387 0.000153 0.9999
ECTt−1 -0.822974 0.170633 -4.823076 0.0000
∆TBt−1 0.239843 0.169457 1.415357 0.1627
∆TBt−2 0.289800 0.137674 2.104969 0.0400
∆YVN,t−1 0.520775 0.112178 4.642403 0.0000 ∆YVN,t−2 0.252201 0.089914 2.804927 0.0070 ∆YJP,t 1.929695 0.919808 2.097933 0.0406 ∆YJP,t−1 0.565817 0.953227 0.593580 0.5553 ∆YJP,t−2 -2.070831 0.910209 -2.275116 0.0269 ∆REt -0.585733 0.321778 -1.820304 0.0743 ∆REt−1 -0.182648 0.302326 -0.604142 0.5483 DB -0.204485 0.054562 -3.747745 0.0004
R-squared 0.542110 Mean dependent var -0.001003
Adjusted R-squared 0.440357 S.D. dependent var 0.123243 S.E. of regression 0.092197 Akaike info criterion -1.757425 Sum squared resid 0.459016 Schwarz criterion -1.329649 Log likelihood 71.87374 Hannan-Quinn criter. -1.588153
F-statistic 5.327695 Durbin-Watson stat 1.946315
Prob(F-statistic) 0.000008
Ghi chú: Kết quả hồi quy dựa trên mơ hình theo diễn giải ở phương trình (3.3) sử dụng ARDL (2, 2, 2, 1) 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 (4.2) (tức 𝑣̂𝑡−1).
Trong khi đó, đối với phương trình ngắn hạn, ta có thể thấy tại biến tỷ giá hối đoái tại độ trễ 0 mang dấu âm (-0.585733) và có ý thống kê (p – value = 0.0743). Có thể kết luận rằng trong mối quan hệ thương mại song phương với Nhật Bản, việc giảm giá đồng nội tệ, tăng tỷ giá thực cũng sẽ làm xấu đi cán cân thương mại trong ngắn hạn. Biến giả đại diện cho cuộc khủng hoảng năm 2007 trong trường hợp này có ý nghĩa thống kê ở mức cao, 1% và mang giá trị âm (-0.204485). Nó cho thấy cuộc khủng hoảng năm 2007 có tác động đến cán cân thương mại song phương giữa Việt Nam và Nhật Bản theo hướng xấu đi.
Kết luận về việc có tồn tại hiệu ứng tuyến J hay khơng chúng ta có thể thấy rằng bằng chứng thực nghiệm đã không ủng hộ. Mặc dù thực tế là việc giảm giá nội tệ có ảnh hưởng xấu đến cán cân thương mại trong ngắn hạn, hoàn toàn phù hợp với lý thuyết. Tuy nhiên, trong dài hạn hiệu ứng về khối lượng vẫn chưa đủ để trội hơn hiệu ứng về giá cả. Có thể bởi vì lượng hàng nhập khẩu vẫn khơng giảm sút mạnh hoặc Việt Nam vẫn chưa đủ nội lực sản xuất hàng hóa xuất khẩu đủ nhiều hoặc sản xuất hàng hóa thay thế cho hàng nhập khẩu Nhật Bản.
Ước lượng của nhân tố hiệu chỉnh sai số trong mơ hình này (ECTt - 1) cũng
ccó ý nghĩa thống kê cao và mang dấu âm (p – value là 0.0000). Điều này cho thấy được tốc độ điều chỉnh từ ngắn hạn về dài hạn. 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 khơng có tương quan chuỗi, sai sót của mơ hình ngắn hạn, sự khơng chuẩn chắc của sai số (xem Phụ lục 2). Tuy nhiên mơ hình có sự
phương sai thay đổi, do đó các hồi quy được báo cáo đều đã sử dụng chọn lựa khắc phục phương sai thay đổi8. Các kiểm định CUSUM và CUSUMSQ về tính ổn định của các hệ số ước lượng trong mơ hình ARDL được thể hiện trong Hình 4.2.
8 Theo Shrestha, M.B. and K. Chowdhury (2005) khi chuỗi thời gian dùng để hình thành nên phương trình -15 -10 -5 0 5 10 15 50 52 54 56 58 60 62 64 66 68 70 72 74 CUSUM 5% Significance
Hình 4.2. Đồ thị CUSUM và CUSUMSQ (Việt Nam - Nhật Bản)
Hình 4.2 cho thấy đồ thị của thống kê CUSUM và CUSUMSQ nằm bên trong
được giới hạn với mức ý nghĩa 5% của kiểm định tính ổn định cho phương trình cán cân thương mại, vậy hệ số của mơ hình hồi quy là ổn định.