CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Mối quan hệ kinh tế giữa Trung Quốc với các nước Châ uÁ
4.1.2.2. Các liên kết tài chính
Các dịng tài chính Trung Quốc tác động các nước trong khu vực
Theo nghiên cứu của Ilahi và Shendy (2008), Alturki, Espionsa-Bowen và Ilahi (2010) để đại diện cho các dịng tiết kiệm tài chính của Trung Quốc, chúng ta sử dụng tỷ số của Cán cân tài khoản vãng lai của Trung Quốc và OECD trên tổng GDP của 25 nước được xét trong mẫu. Cán cân tài khoản vãng lai là thước đo rộng nhất của mậu dịch quốc tế về hàng hóa và dịch vụ của một quốc gia. Tài khoản vãng lai bao gồm bốn thành phần. Một là cán cân mậu dịch đo lường giá trị xuất nhập khẩu thuần về hàng hóa, chiếm tỷ trọng lớn nhất trong cán cân tài khoản vãng lai. Hai là cán cân dịch vụ đo lường giá trị xuất nhập khẩu thuần về dịch vụ. Ba là thu nhập thuần, là dòng thu nhập từ đầu tư trực tiếp nước ngoài và đầu tư gián tiếp nước ngoài cộng với tiền lương của người lao động ở nước ngoài. Bốn là chuyển giao vãng lai bao gồm các khoản cho, biếu tặng, viện trợ từ những người di cư ra nước ngoài (kiều hối). Kết quả từ bảng 4.5 cho thấy mối tương quan dương khá cao giữa cán cân tài khoản vãng lai của Trung Quốc với các nước trong khu vực (0.47 ở mức ý nghĩa 1%) khi hồi quy bằng Pool- OLS. Tuy nhiên, khi sử dụng phương pháp FEM thì khơng có ý nghĩa thống kê (bảng 4.6).
Tiếp theo, chúng ta sẽ hồi quy chỉ số Tài sản nước ngồi rịng (NFA) của Trung Quốc trên tổng GDP của 25 nước được xét trong mẫu. NFA là chênh lệch thu nhập được cư dân trong nước tạo ra ở nước ngoài và thu nhập của người nước ngoài tạo ra trong nước. Khi NFA>0 đồng nghĩa với nền kinh tế trong nước có ảnh hưởng đến các nước khác và ngược lại, NFA<0 tức là nền kinh tế trong nước chịu ảnh hưởng của các nước khác. Trong giai đoạn từ 1999 – 2014, NFA của Trung Quốc luôn dương và ở mức cao (năm 2014, NFA của Trung Quốc là 28,777 tỷ USD), con số này cũng ám chỉ được sự ảnh hưởng của Trung Quốc đến các nước khác. Các kết quả hồi quy Pool-OLS và FEM đều cho cho thấy, chỉ số Tài sản nước ngồi rịng của Trung Quốc tác động mạnh đến
tăng trưởng của các nước trong khu vực, lần lượt 0.79 ở mức ý nghĩa 1% và 0.68 ở mức ý nghĩa 5%.
Bảng 4.5: Tài chính Trung Quốc tác động đến tăng trƣởng các nƣớc Châu Á: Pool-OLS, 1999-2014
Biến Hồi Quy 1 Hồi Quy 2 Hồi Quy 3
CAB_C 0.473*** CAB_O 0.247*** NFA_C 0.786*** T_C -0.134*** BOND_C 0.598*** SSEC 1.062*** GDPC -0.926*** -0.943*** -0.907*** INF 0.453*** 0.432*** 0.416*** OPEN 0.017*** 0.017*** 0.017*** POP -0.106** -0.120*** -0.114** GOV -0.075 -0.082 -0.052 INV 0.992*** 0.948*** 1.021*** REER 2.066*** 1.752*** 2.756*** OIL 0.025*** 0.026*** 0.023*** R2 0.135 0.136 0.139 SC 5.381 5.380 5.377
Biến phụ thuộc: tỷ lệ tăng trưởng GDP theo năm của các nước Châu Á (Y) Mức ý nghĩa: * 10%; ** 5%; *** 1%
Bảng 4.6: Tài chính Trung Quốc tác động đến tăng trƣởng các nƣớc Châu Á: FEM, 1999-2014
Biến Hồi Quy 1 Hồi Quy 2 Hồi Quy 3
CAB_C 0.144 CAB_O -0.045 NFA_C 0.680** T_C -0.285* BOND_C 1.345** SSEC 0.185 GDPC 1.180 0.394 INF 0.113 0.125 0.345 OPEN 0.031*** 0.032*** POP -0.529 -0.515 -0.547 GOV -1.239 -1.252 -1.136 INV 0.529 0.404 0.546 REER -0.230 OIL 0.027*** 0.028*** R2 0.259 0.257 0.226 SC 5.741 5.699 5.755
Biến phụ thuộc: tỷ lệ tăng trưởng GDP theo năm của các nước Châu Á (Y) Mức ý nghĩa: * 10%; ** 5%; *** 1%
Thị trường tài chính Trung Quốc tác động các nước trong khu vực
Sử dụng các biến trong bài nghiên cứu của Swiston và Bayoumi (2008) để đo lường mức độ tác động của liên kết tài chính, chúng ta sử dụng ba cơng cụ, cũng đại diện cho chính sách tiền tệ của Trung Quốc: lãi suất ngắn hạn (chứng khốn chính phủ 3 tháng), lãi suất dài hạn (Trái phiếu chính phủ 10 năm) và chỉ số giá chứng khoán Trung Quốc (Shanghai composite index SSEC). Các kết quả hồi quy Pool-OLS chỉ ra trong ba biến trên, SSEC có tương quan dương mạnh nhất (lớn hơn 1) với tăng trưởng của các nước trong khu vực Châu Á. Ngụ ý rằng biến động trên thị trường chứng khốn Trung Quốc có tác động lớn đến tình hình kinh tế của các nước trong khu vực Châu Á. Lãi suất dài hạn cũng tương quan cùng chiều với tăng trưởng của các nước, nhưng mức độ không bằng (0.6% ở mức ý nghĩa 1%). Lãi suất ngắn hạn có tương quan ngược chiều với tăng trưởng của các nước trong mẫu, với mức độ khá thấp. Khi Trung Quốc tăng lãi suất, sẽ thu hút lượng vốn đầu tư từ nước ngoài đổ vào, đồng nghĩa với dịng vốn của các nước đó giảm sút, ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế.
Hồi quy FEM trong bảng 4.6 cũng cho kết quả có dấu cùng chiều với hồi quy Pool- OLS nhưng ở chỉ số giá chứng khốn SSEC lại khơng có ý nghĩa thống kê. Hai biến đại diện cho lãi suất ngắn hạn và dài hạn có mức ý nghĩa thống kê lần lượt tại 10% và 5%.
Từ các kết quả trên, cho thấy mối quan hệ tích cực giữa các biến tài chính Trung Quốc với tăng trưởng các nước Châu Á trong mẫu. Vai trò của Trung Quốc với nền kinh tế các nước trong khu vực càng được nhấn mạnh và dự đốn có xu hướng tăng lên trong tương lai khi mà dịng vốn giữa các quốc gia được lưu thơng tự do hơn, thị trường tài chính hiện đại hơn.
4.2. Mối quan hệ kinh tế giữa Trung Quốc và Việt Nam
4.2.1. Tăng trƣởng Trung Quốc tác động đến tăng trƣởng Việt Nam
Xét hai chuỗi dữ liệu tỷ lệ tăng trưởng của Trung Quốc và tỷ lệ tăng trưởng của Việt Nam theo quý, các kết quả kiểm định ADF dừng ở mức ý nghĩa 1% tại sai phân bậc một. Thêm vào đó, chúng ta sử dụng thêm kiểm định đồng liên kết Jonhansen cho các chuỗi dữ liệu. Chúng ta giả định các chuỗi dữ liệu thời gian có xu hướng tuyến tính. Kết quả kiểm định Jonhansen chỉ ra có hiện tượng đồng liên kết xảy ra giữa hai chuỗi dữ liệu (bảng 4.7)
Bảng 4.7: Kiểm định đồng liên kết Jonhansen: tỷ lệ tăng trƣởng Trung Quốc và Việt Nam, quý I/2000 – quý IV/2014
A. Chỉ bao gồm hệ số chặn trong mối quan hệ dài hạn Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.299 28.928 15.495 0.0003
At most 1 * 0.133 8.293 3.841 0.004
B. Bao gồm cả hệ số chặn và biến xu hướng thời gian trong phương trình dài hạn Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic
Critical
Value Prob.**
None * 0.421 40.219 25.872 0.0004
Kết quả cho thấy hệ số Trace Statistic > Critical Value, nên ta bác bỏ giả thiết H0. Tức là giữa hai biến tăng trưởng GDP theo quý của Trung Quốc và Việt Nam có xảy ra hiện tượng đồng liên kết.
Vì vậy, mơ hình VECM có thể sử dụng để kiểm tra mối quan hệ nhân quả giữa hai chuỗi thời gian.
Kiểm định nhân quả Granger
Với mẫu 15 năm, quan sát theo quý, chúng ta sẽ ước lượng mơ hình với độ trễ m=4,3,2,1. Kết quả được đưa ra trong bảng 4.8.
Kết quả cho thấy, với độ trễ từ 2 đến 4 quý, giả định H0 bị bác bỏ với giả thiết tỷ lệ tăng trưởng của Trung Quốc khơng có mối quan hệ nhân quả Granger với tăng trưởng của Việt Nam, tại mức ý nghĩa 5% (với m=4) và 10% (với m=2,3). Do đó, sự tăng trưởng trong nền kinh tế Trung Quốc có tác động nhân quả một chiều lên sự tăng trưởng trong nền kinh tế của Việt Nam. Tuy nhiên, ở chiều ngược lại thì các kết quả cho thấy khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả này phù hợp với các kết quả nghiên cứu trước đây khi nghiên cứu mối quan hệ kinh tế giữa các nước lớn với các nước nhỏ trong khu vực. Khi nền kinh tế Trung Quốc với quy mô lớn, tốc độ tăng trưởng cao, sức ảnh hưởng lớn thông qua các kênh thương mại, tài chính,… thì các chính sách kinh tế cùng với biến động trong nền kinh tế Trung Quốc sẽ có tác động lớn và một chiều đến nền kinh tế Việt Nam. Sự phụ thuộc một chiều của nền kinh tế vào Trung Quốc như trên đã đặt ra nhiều thử thách cho Việt Nam khi phải tận dụng được những ưu thế từ thị trường nước lớn và hạn chế tác động tiêu cực đến nền kinh tế trong nước.
Bảng 4.8: Kiểm định nhân quả Granger: tỷ lệ tăng trƣởng Trung Quốc và Việt Nam, quý I/2000 – quý IV/2014
m=4
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
Y_VN does not Granger Cause Y_CHINA 56 1.422 0.241
Y_CHINA does not Granger Cause Y_VN 2.686 0.043
m=3
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
Y_VN does not Granger Cause Y_CHINA 57 0.953 0.422
Y_CHINA does not Granger Cause Y_VN 2.686 0.083
m=2
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
Y_VN does not Granger Cause Y_CHINA 58 1.128 0.331
Y_CHINA does not Granger Cause Y_VN 2.539 0.089
m=1
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
Y_VN does not Granger Cause Y_CHINA 59 1.951 0.168
Y_CHINA does not Granger Cause Y_VN 1.451 0.234
Mơ hình VECM
Kết quả hồi quy tỷ lệ tăng trưởng của Việt Nam phụ thuộc vào tăng trưởng của Trung quốc được thể hiện trong bảng 4.9. Chúng ta sử dụng độ trễ i=3 (SC nhỏ nhất). Kiểm định nhân quả Granger được ước lượng bằng việc sử dụng thống kê F của kiểm định
Wald trên mỗi biến. Mối quan hệ nhân quả vẫn tương tự như kết quả kiểm định Granger ở phần trước, chỉ có quan hệ một chiều từ tăng trưởng kinh tế Trung Quốc tác động đến tăng trưởng Việt Nam mà khơng có chiều ngược lại. Tỷ lệ tăng trưởng GDP của Trung Quốc có tương quan dương với tốc độ tăng trưởng của Việt Nam.
Bảng 4.9: Hồi quy tỷ lệ tăng trƣởng của Việt Nam phụ thuộc vào tăng trƣởng Trung Quốc, quý I/2000 – quý IV/2014
Biến D(Y_VN) D(Y_VN(-1)) -0.704*** D(Y_VN(-2)) -0.750*** D(Y_VN(-3)) -0.354*** D(Y_CHINA(-1)) 0.215** D(Y_CHINA(-2)) 0.146* D(Y_CHINA(-3)) 0.083
VEC Granger Causality Y_CHINA Y_VN
R2 0.527
SC 3.752
Độ trễ: i = 3
Sau khi đã ước lượng mơ hình thì ta tiếp tục kiểm định sự phù hợp của mơ hình bằng cách kiểm định tính dừng của các phần dư. Kết quả cho thấy phần dư của Y_CHINA và Y_VN đều dừng. Vậy mơ hình phù hợp với chuỗi dữ liệu.
Biểu đồ 4.1 thể hiện các hàm phản ứng đẩy của mỗi biến nội sinh để xem xét các tác động khi thêm một sú sốc vào hệ thống ước lượng VECM do một sự thay đổi chính sách hoặc một tác động từ bên ngồi vào một nền kinh tế. Chúng ta thấy rằng Trung Quốc có phản ứng mạnh đến tăng trưởng của Việt Nam và mức độ tăng dần qua các giai đoạn thời gian. Tăng trưởng Việt Nam không phản ứng mạnh đến tăng trưởng Trung Quốc.
Biểu đồ 4.2 biểu thị phân tích phương sai của mỗi biến nội sinh trong mơ hình VECM được ước lượng. Chúng ta thấy rằng sự thay đổi trong tăng trưởng GDP của Trung Quốc có một vai trị quan trọng trong việc giải thích phương sai của tỷ lệ tăng trưởng Việt Nam, tăng dần theo thời gian, đạt 4% ở kỳ 3 và tăng dần đến 44% ở kỳ 20. Trong khi sự thay đổi trong tăng trưởng GDP của Việt Nam giải thích khoảng 15% tăng trưởng GDP của Trung Quốc và ổn định theo thời gian.
Biểu đồ 4.1: Hàm phản ứng đẩy: tỷ lệ tăng trƣởng của GDP Trung Quốc và Việt Nam
Response of Y_VN to Cholesky One S.D. Innovations
Y_VN Y_CHINA
Response of Y_CHINA to Cholesky One S.D. Innovations
Biểu đồ 4.2: Phân tích phƣơng sai: tỷ lệ tăng trƣởng của GDP Trung Quốc và Việt Nam
Variance Decomposition of Y_VN
Y_VN Y_CHINA
Variance Decomposition of Y_CHINA
Y_VN Y_CHINA 0 20 40 60 80 100 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
4.2.2. Chỉ số giá chứng khoán Trung Quốc và tăng trƣởng Việt Nam
Xét hai chuỗi dữ liệu SSEC và tỷ lệ tăng trưởng Việt Nam, các kết quả kiểm định ADF dừng tại mức ý nghĩa 1% tại sai phân bậc một. Sau đó, chúng ta sử dụng thêm kiểm định đồng liên kết Jonhansen của các chuỗi dữ liệu. Kết quả kiểm định Jonhansen chỉ ra có hiện tượng đồng liên kết xảy ra giữa hai chuỗi dữ liệu (bảng 4.10).
Bảng 4.10: Kiểm định đồng liên kết Jonhansen: SSEC và tăng trƣởng Việt Nam, quý I/2000 – quý IV/2014
A. Chỉ bao gồm hệ số chặn trong mối quan hệ dài hạn Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.269 23.587 15.495 0.002
At most 1 * 0.090 5.385 3.841 0.020
B. Bao gồm cả hệ số chặn và biến xu hướng thời gian trong phương trình dài hạn Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic
Critical
Value Prob.**
None * 0.305 31.421 25.872 0.009
At most 1 0.163 10.291 12.518 0.115
Kết quả từ bảng 4.10 cho thấy hệ số Trace Statistic > Critical Value, nên ta bác bỏ giả thiết H0. Tức là giữa hai biến chỉ số giá chứng khoán SSEC theo quý của Trung Quốc
Vì vậy, mơ hình VECM có thể sử dụng để kiểm tra mối quan hệ nhân quả giữa hai chuỗi thời gian.
Kiểm định nhân quả Granger
Với mẫu 15 năm, quan sát theo quý, chúng ta sẽ ước lượng mơ hình với độ trễ m=4,3,2,1. Kết quả được trình bày trong bảng 4.11.
Bảng 4.11: Kiểm định nhân quả Granger: chỉ số giá chứng khoán Trung Quốc và tăng trƣởng GDP Việt Nam, I/2000 – IV/2014
m=4
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
Y_VN does not Granger Cause SSEC 56 0.424 0.791
SSEC does not Granger Cause Y_VN 0.945 0.0002
m=3
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
Y_VN does not Granger Cause SSEC 57 0.197 0.898
SSEC does not Granger Cause Y_VN 3.793 0.016
m=2
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
Y_VN does not Granger Cause SSEC 58 0.327 0.723
SSEC does not Granger Cause Y_VN 1.817 0.173
m=1
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
Y_VN does not Granger Cause SSEC 59 1.014 0.906
Kết quả cho thấy, với độ trễ là 3 và 4 quý, giả định H0 bị bác bỏ với giả thiết chỉ số SSEC của Trung Quốc khơng có mối quan hệ nhân quả Granger với tăng trưởng của Việt Nam, tại mức ý nghĩa 1% (với m=4) và 5% (với m=3). Do đó, chỉ số giá chứng khốn Trung Quốc có tác động nhân quả một chiều lên sự tăng trưởng trong nền kinh tế của Việt Nam. Tuy nhiên, ở chiều ngược lại thì các kết quả cho thấy khơng có ý nghĩa thống kê.
Mơ hình VECM
Để nghiên cứu mối quan hệ giữa chỉ số giá chứng khốn Trung Quốc có ảnh hưởng như thế nào đển tăng trưởng Việt Nam ta sử dụng chỉ số Shanghai Composite Index (SSEC). Chỉ số được lấy trung bình theo quý từ quý I/2000 đến quý IV/2014. Chỉ số này được làm trơn bằng cách lấy logarit để giảm thiểu nhiễu khỏi chuỗi dữ liệu.
Kết quả hồi quy tỷ lệ tăng trưởng của Việt Nam phụ thuộc vào chỉ số giá chứng khoán của Trung quốc được thể hiện trong bảng 4.12. Chúng ta sử dụng độ trễ i=2 (SC nhỏ nhất). Kiểm định nhân quả Granger được ước lượng bằng việc sử dụng thống kê F của kiểm định Wald trên mỗi biến. Mối quan hệ nhân quả vẫn tương tự như kết quả kiểm định Granger ở phần trước, chỉ có quan hệ một chiều từ SSEC tác động đến tăng trưởng Việt Nam mà khơng có chiều ngược lại. Chỉ số giá chứng khốn của Trung Quốc có tương quan dương với tốc độ tăng trưởng của Việt Nam.
Sau khi đã ước lượng mơ hình thì ta tiếp tục kiểm định sự phù hợp của mơ hình bằng cách kiểm định tính dừng của phần dư. Kết quả cho thấy phần dư của hai chuỗi Y_VN và SSEC đều dừng. Vì vậy, mơ hình là phù hợp cho các chuỗi dữ liệu.
Biểu đồ 4.3 thể hiện các hàm phản ứng đẩy của mỗi biến nội sinh để xem xét các tác động khi thêm một sú sốc vào hệ thống ước lượng VECM do một sự thay đổi chính sách hoặc một tác động từ bên ngoài vào một nền kinh tế. Chúng ta thấy rằng chỉ số giá
chứng khốn Trung Quốc có phản ứng mạnh đến tăng trưởng của Việt Nam, ngược lại, tăng trưởng Việt Nam có tác động khơng đáng kể lên tỷ số giá chứng khoán Trung