CHƯƠNG IV : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
4.1. Nội dung và kết quả nghiên cứu
4.1.1. Mối quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và Mỹ
- 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). Bảng 4.2
trình bày các chỉ số SBC và AIC khi ước lượng mơ hình (3.2) bằng OLS với p = 1,
2, …, 6.
Bảng 4.2. Thống kê lựa chọn độ trễ (Việt Nam - Mỹ)
p AIC SBC p AIC SBC
1 0.519309 0.884329 4 0.535389 1.29614
3 0.480425 1.109738 6 0.598101 1.624895
Dựa vào kết quả của Bảng 4.2, bài nghiên cứu sẽ kiểm định sự tồn tại mối
quan hệ dài hạn với cả độ trễ là 1 và 2. Khi TB là biến phụ thuộc, giá trị tính tốn thống kê của F về việc tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến với độ trễ 1 là 6.006032. 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 = 3) 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 : π1 = π2 = π3 = π4 = 0. Với độ trễ là 2, giá trị thống kê F lúc này là 5.522259 và cũng lớn hơn giá trị giới hạn trên tra từ bảng CI(iii) Case III nhưng với mức ý nghĩa là 5%. Do đó, ta có thể khẳng định tồn tại một mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong thương mại song phương giữa Việt Nam và Mỹ.
Bảng 4.3. Kiểm định F về tồn tại mối quan hệ dài hạn (Việt Nam - Mỹ)
Biến phụ thuộc TBt Độ trễ 1 2 F-statistic 6.006032* 5.522259** 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
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(1, 0, 0, 6) được lựa chọn. Các ước lượng hệ số dài hạn của mơ hình ARDL (1, 0, 0, 6) được thể hiện trong Bảng 4.4.
Bảng 4.4. Phân tích mối quan hệ dài hạn (Việt Nam - Mỹ)
Dependent Variable: TB
Variable Coefficient t-Statistic Prob.
C -76.40397 -9.971383 0.0000
YVN 0.472937 1.184695 0.2416
YUS 5.540634 5.937014 0.0000
RE 2.711697 3.749219 0.0005
Ghi chú: Các hệ số được tính tốn từ phương trình ARDL (1, 0, 0, 6) được ước lượng bằng phương pháp OLS.
Phương trình dài hạn có thể được viết lại như sau:
TB = 0.472937 YVN + 5.540634 YUS + 2.711697 RE - 76.40397 + 𝑣̂𝑡
(0.2416) (0.0000) (0.0005) (0.0000)
(4.1)
Với 𝑣̂𝑡 là nhân tố điều chỉnh sai số, và giá trị p-value được thể hiện trong dấu ngoặc đơn. Kết quả phân tích mối quan hệ thương mại song phương dài hạn từ phương trình (4.1) giữa Việt Nam và Mỹ cho thấy một phản ứng tích cực và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% của thu nhập đối tác thương mại (ở trường hợp này là Mỹ). Điều này có nghĩa, nếu thu nhập thực của Mỹ tăng thì Việt Nam sẽ xuất khẩu được nhiều hơn sang thị trường Mỹ. Trong khi đó, thu nhập trong nước tăng khơng có tác động rõ rệt lên cán cân thương mại. Hệ số của biến thu nhập thực trong nước mặc dù mang dấu dương nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê. Và cuối cùng, biến tỷ giá cho ta thấy một hiệu ứng tích cực lên cán cân thương mại khi mà hệ số biến
tỷ giá mang dấu dương và có mức ý nghĩa rất cao, 1%. Điều này có nghĩa, nếu giảm giá đồng nội tệ (tức làm tăng tỷ giá thực) thì cán cân thương mại sẽ được cải thiện trong dài hạn. Hay nói cách khác, trong 3 khả năng đã được nêu ra tại mục 2.1 thì cán cân thương mại song phương giữa Việt Nam và Mỹ sẽ nằm ở khả năng 3. Hiệu ứng khối lượng trong dài hạn lớn hơn hiệu ứng giá cả nên việc giảm giá đồng nội tệ là có hiệu quả.
- Ước lượng các hệ số ngắn hạn
Kết quả ước lượng phương trình mối quan hệ ngắn hạn được thể hiện như Bảng 4.5
Bảng 4.5. Phân tích mối quan hệ ngắn hạn (Việt Nam - Mỹ)
Dependent Variable: ∆TBt
Included observations: 67
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -1.69E-06 0.076448 -2.21E-05 1.0000 ECTt−1 -0.930711 0.206466 -4.507811 0.0000 ∆TBt−1 0.167996 0.162306 1.035058 0.3053 ∆YVN,t -0.029406 0.136851 -0.214877 0.8307 ∆YUS,t -1.279398 6.781971 -0.188647 0.8511 ∆REt 3.277502 2.179289 1.503932 0.1384 ∆REt−1 0.056723 1.596598 0.035527 0.9718 ∆REt−2 -2.903656 2.030355 -1.430123 0.1584 ∆REt−3 -1.076152 1.570564 -0.685201 0.4961 ∆REt−4 -3.414634 2.235562 -1.527416 0.1325 ∆REt−5 1.583001 2.070212 0.764657 0.4478 ∆REt−6 -2.364798 1.343203 -1.760567 0.0840 DB -0.037142 0.066053 -0.562306 0.5762
R-squared 0.518658 Mean dependent var 0.022708
S.E. of regression 0.268487 Akaike info criterion 0.380326 Sum squared resid 3.892616 Schwarz criterion 0.808102 Log likelihood 0.259093 Hannan-Quinn criter. 0.549598
F-statistic 4.848862 Durbin-Watson stat 1.970768
Prob(F-statistic) 0.000024
Ghi chú: Kết quả hồi quy dựa trên mơ hình theo diễn giải ở phương trình (3.3) sử dụng ARDL (1, 0, 0, 6) 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 (4.1) (tức 𝑣̂𝑡−1).
Trong ngắn hạn, nghiên cứu thực nghiệm này cho thấy tại độ trễ thứ 6 của biến tỷ giá thực mang dấu âm (-2.364798) và có ý thống kê (0.0840). Như vậy việc giảm giá đồng nội tệ, tăng tỷ giá thực sẽ dẫn tới làm xấu đi cán cân thương mại trong ngắn hạn. Các biến còn lại như thu nhập trong nước, thu nhập của đối tác thương mại Mỹ đều khơng có tác động thực sự có ý nghĩa thống kê lên cán cân thương mại trong ngắn hạn.
Theo như mục 3.2 đã nêu về kỳ vọng để xác định sự tồn tại của hiệu ứng tuyến J, quan sát hệ số của tỷ giá hối đối trong phương trình dài hạn và phương trình ngắn hạn ta thấy: hệ số dài hạn mang giá trị dương và có ý nghĩa trong khi đó tồn tại ít nhất 1 hệ số ngắn hạn gắn với biến tỷ giá hối đối mang giá trị âm. Do đó, chúng ta có thể kết luận rằng cách nhận diện mới về hiệu ứng tuyến J đã được nghiên cứu thực nghiệm này ủng hộ và tồn tại hiệu ứng tuyến J trong mối quan hệ thương mại song phương giữa Việt Nam và Mỹ, phù hợp với Khieu Van Hoang (2013).
Kết quả còn cho thấy ước lượng của nhân tố hiệu chỉnh sai số (ECTt - 1) có ý nghĩa thống kê khá cao, tại mức 1% và mang dấu âm. Điều này cho thấy được tốc độ điều chỉnh từ ngắn hạn về dài hạn. Tốc độ điều chỉnh của cán cân thương mại tương đối nhanh có thể là do các mặt hàng của Việt Nam xuất khẩu sang thị trường
Mỹ tương đối có sức cạnh tranh. 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 không chuẩn chắc của sai số, và phương sai thay đổi (xem Phụ lục 2). Tính ổn định của
các hệ số ước lượng trong mơ hình ARDL được kiểm định bằng CUSUM và CUSUMSQ7 thể hiện ở Hình 4.1.
Hình 4.1. Đồ thị CUSUM và CUSUMSQ (Việt Nam - Mỹ)
7 Được phát triển bởi Brown và cộng sự năm 1975. -15 -10 -5 0 5 10 15 50 52 54 56 58 60 62 64 66 68 70 72 74 CUSUM 5% Significance -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 50 52 54 56 58 60 62 64 66 68 70 72 74
Hình 4.1. cho thấy đồ thị của thống kê CUSUM và CUSUMSQ nằm bên trong đường giới hạn với mức ý nghĩa 5% của kiểm định tính ổn định cho phương trình cán cân thương mại, tức mơ hình có tính ổn định.