Phân tích cân bằng dài hạn - Kết quả thực nghiệm- 123docz.net

2.4.3 Kết quả thực nghiệm

2.4.3.3 Phân tích cân bằng dài hạn

Để phân tích mối quan hệ giữa các biến trong dài hạn, tác giả sử dụng phương pháp hồi quy đồng liên kết theo phương pháp phân tích phần dư (εt) hai bước của Engle- Granger. Việc sử dụng phương pháp này nhằm khắc phục 2 đặc điểm then chốt của các dữ liệu kinh tế theo chuỗi thời gian: tính dễ biến động thay đổi theo thời gian và tính không ổn định. Phương pháp này áp dụng cho từng phương trình xuất khẩu, nhập khẩu và phương trình tỷ số cán cân thương mại nhằm mục đích cho thấy tác động riêng rẽ của quy mô vốn FDI lên từng biến xuất khẩu, nhập khẩu, cũng như tác động chung của FDI lên cán cân thương mại.

a) Đối với phương trình xuất khẩu (xem chi tiết bảng 4 Phụ lục)

LnEXt = 18.149 – 3.112LnREERt + 0.351LnGDPwt + 0.275LnFDIt + εt (3) R2 = 0.7678 Adjusted R2 = 0.7519 DW = 1.55

Với mức ý nghĩa = 5%, kiểm định ràng buộc tuyến tính (kiểm định Wald) bác bỏ giả thuyết các biến trong mơ mình đồng thời bằng khơng. Điều này cho thấy kết quả hồi quy mơ hình là có ý nghĩa.

Test Statistic Value df Probability F-statistic 48.49930 (3, 44) 0.0000

Chi-square 145.4979 3 0.0000

Cũng với mức ý nghĩa = 5% khi xem xét khả năng xác suất p (Prob) thì biến LnGDPw khơng có ý nghĩa đối với mơ hình (3) (Prob LnGDPw = 46.2% > 5%). Như vậy, về mặt thống kê, tại Việt Nam, thu nhập quốc dân thực của các nước trên thế giới có thể có ảnh hưởng khơng chắc chắn đến xuất khẩu của Việt Nam (hay nói cách khác, xuất khẩu của Việt Nam không phụ thuộc vào thu nhập quốc dân thực của các nước khác).

Như đã chỉ ra trong bảng 2.2, đối với phương trình xuất khẩu, thu nhập quốc dân của các đối tác thương mại mang dấu (+), giống với kỳ vọng ban đầu, nghĩa là thu nhập quốc dân của các đối tác thương mại tăng sẽ làm tăng xuất khẩu của Việt Nam. Tỷ giá hối đoái thực mang dấu (–) phù hợp với lý thuyết cho rằng tỷ giá hối đối thực giảm sẽ giúp cải thiện tình hình xuất khẩu của Việt Nam. Nguồn vào FDI mang dấu (+), cho thấy FDI có tác động tích cực làm tăng xuất khẩu Việt Nam.

Kiểm tra phần dƣ

εt = LnEXt – 18.149 + 3.112LnREERt – 0.351LnGDPwt – 0.275LnFDIt (4) Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:

t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.336979 0.0000 Test critical values: 1% level -3.577723

5% level -2.925169

10% level -2.600658

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Ta thấy trị tuyệt đối giá trị thống kê ADF lớn hơn trị tuyệt đối giá trị tới hạn ở mức 5% và 10% nên kết luận phần dư là chuỗi dừng ở mức 5% và 10%.

Như vậy, việc phần dư là một chuỗi dừng khẳng định các biến trong mô hình (3) là đồng liên kết, nghĩa là các biến trong mơ hình này có tồn tại quan hệ cân bằng về dài hạn.

Giải thích ý nghĩa mơ hình:

Adjusted R2 = 0.7519 cho biết mơ hình giải thích được 75.19% sự phụ thuộc của xuất khẩu vào tỷ giá hối đoái thực đa phương, thu nhập quốc dân thực và quy mô vốn đầu tư nước ngoài trực tiếp. DW = 1.55 cho thấy mơ hình khơng có dấu hiệu xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).

Xuất khẩu của Việt Nam đồng biến với thu nhập quốc dân thực của các đối tác thương mại và quy mô vốn FDI, nghịch biến với tỷ giá hối đoái thực đa phương:

 Khi quy mơ vốn FDI tăng 1% thì xuất khẩu tăng 0.2756%.

b) Đối với phương trình nhập khẩu (xem chi tiết bảng 5 Phụ lục)

LnIMt = 22.051 – 3.843LnREERt + 0.786LnGDPvnt + 0.279LnFDIt + εt (5) R2 = 0.7533 Adjusted R2 = 0.7365 DW = 1.64

Test Statistic Value df Probability F-statistic 44.79052 (3, 44) 0.0000

Chi-square 134.3716 3 0.0000

Cũng với mức ý nghĩa = 5%, khi xem xét khả năng xác suất p (Prob) thì các biến LnREER, LnGDPvn và LnFDI đều có ý nghĩa đối với mơ hình (5).

Như đã chỉ ra trong bảng 2.2, đối với phương trình nhập khẩu, thu nhập quốc dân của Việt Nam mang dấu (+), giống với kỳ vọng ban đầu, nghĩa là thu nhập quốc dân trong nước tăng sẽ làm tăng nhập khẩu của Việt Nam. Tỷ giá hối đoái thực mang dấu (–) cho thấy nhân tố này có ảnh hưởng làm tăng nhập khẩu của Việt Nam. Nguồn vào FDI mang dấu (+), cho thấy FDI có tác động làm tăng nhập khẩu Việt Nam.

Kiểm tra phần dƣ

εt = LnIMt – 22.051 + 3.843LnREERt – 0.786LnGDPvnt – 0.279LnFDIt (6) Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:

t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.341623 0.0000 Test critical values: 1% level -3.577723

5% level -2.925169

10% level -2.600658

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Như vậy, việc phần dư là một chuỗi dừng khẳng định các biến trong mơ hình (5) là đồng liên kết, nghĩa là các biến trong mơ hình này có tồn tại quan hệ cân bằng về dài hạn.

Giải thích ý nghĩa mơ hình:

Adjusted R2 = 0.7365 cho biết mơ hình giải thích được 73.65% sự phụ thuộc của nhập khẩu vào tỷ giá hối đoái thực đa phương, thu nhập quốc dân thực và quy mô vốn đầu tư nước ngoài trực tiếp. DW = 1.64 cho thấy mơ hình khơng có dấu hiệu xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).

Nhập khẩu của Việt Nam đồng biến với thu nhập quốc dân thực của các đối tác thương mại và quy mô vốn FDI, nghịch biến với tỷ giá hối đoái thực đa phương:

 Khi tỷ giá hối đối thực đa phương tăng 1% thì nhập khẩu giảm 3.8431%;

 Khi thu nhập quốc dân thực trong nước tăng 1% thì nhập khẩu tăng 0.7856%;

 Khi quy mơ vốn FDI tăng 1% thì nhập khẩu tăng 0.2797%.

c) Đối với phương trình tỷ số cán cân thương mại (xem chi tiết bảng 6 Phụ lục)

LnM/Xt = –1.790 + 0.849LnREERt + 0.006LnGDPvnt – 0.403LnGDPwt

+ 0.039LnFDIt + εt (7) R2 = 0.6236 Adjusted R2 = 0.5788 DW = 1.605

Test Statistic Value df Probability F-statistic 13.91805 (5, 42) 0.0000

Chi-square 69.59027 5 0.0000

Cũng với mức ý nghĩa = 5%, khi xem xét khả năng xác suất p (Prob) thì các biến LnGDPvn và LnFDI khơng có ý nghĩa đối với mơ hình (5). Như vậy về mặt thống kê, không giống với các nghiên cứu ở các quốc gia khác trên Thế giới, thu nhập quốc dân thực và nguồn vốn FDI có ảnh hưởng quan trọng đối với cán cân thương mại, tại Việt Nam thu nhập quốc dân thực của Việt Nam và nguồn vốn FDI có thể

khơng chắc chắn ảnh hưởng đến cán cân thương mại trong dài hạn, có thể chỉ là sự ngẫu nhiên. Điều này có thể được lý giải do hàng nhập khẩu chiếm tỷ trọng lớn

trong giá xuất xưởng của hàng xuất khẩu (khoảng 70%), do đó, tác động của nguồn vốn FDI làm tăng xuất khẩu cũng sẽ làm tăng nhập khẩu. Vì vậy, do tác động bù trừ nên tác động của FDI lên tỷ số cán cân thương mại là không đáng kể.

Kiểm tra phần dƣ

εt = LnM/Xt + 1.790 – 0.849LnREERt – 0.006LnGDPvnt + 0.403LnGDPwt – 0.039LnFDIt (8) Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:

t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.493389 0.0000 Test critical values: 1% level -3.577723

5% level -2.925169

10% level -2.600658

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Ta thấy trị tuyệt đối giá trị thống kê ADF lớn hơn trị tuyệt đối giá trị tới hạn nên kết luận phần dư là chuỗi dừng.

Như vậy, việc phần dư là một chuỗi dừng khẳng định các biến trong mơ hình (7) là đồng liên kết, nghĩa là các biến trong mơ hình này có tồn tại quan hệ cân bằng về dài hạn.

Giải thích ý nghĩa mơ hình:

R2 = 0.6236 cho biết mơ hình giải thích được 62.36% sự phụ thuộc của tỷ số cán cân thương mại vào tỷ giá hối đoái thực đa phương, thu nhập quốc dân thực của Việt Nam, thu nhập quốc dân thực của thế giới và quy mơ vốn đầu tư nước ngồi

trực tiếp. DW = 1.61 cho thấy mơ hình khơng có dấu hiệu xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).

Tỷ số cán cân thương mại của Việt Nam đồng biến với tỷ giá hối đoái thực đa phương, thu nhập quốc dân thực của Việt Nam và quy mô vốn FDI, nghịch biến với thu nhập quốc dân thực của các đối tác thương mại:

 Khi tỷ giá hối đoái thực đa phương tăng 1% thì tỷ số cán cân thương mại tăng 0.849%;

 Khi thu nhập quốc dân thực trong nước tăng 1% thì tỷ số cán cân thương mại tăng 0.006%;

 Khi thu nhập quốc dân thực của thế giới tăng 1% thì tỷ số cán cân thương mại giảm 0.403%;

 Khi quy mơ vốn FDI tăng 1% thì tỷ số cán cân thương mại tăng 0.039%.

Kết luận

Trong dài hạn, tỷ giá hối đối thực đa phương có tác động mạnh hơn đến tỷ số cán cân thương mại trong các yếu tố được xem xét, sự tác động là theo hướng cùng chiều (cải thiện cán cân thương mại). Trong khi đó, sự gia tăng thu nhập của đối tác thương mại làm cải thiện cán cân thương mại nhưng một sự gia tăng của GDP trong nước lại gây ra thâm hụt cán cân thương mại, tuy nhiên, theo kết quả tính tốn, số thâm hụt này không đáng kể.

Tương quan thuận giữa quy mô vốn FDI và tỷ số cán cân thương mại có thể được giải thích do cấu phần hàng nhập khẩu chiếm đến 2/3 trong giá xuất xưởng của hàng xuất khẩu, nên mặc dù vốn FDI gia tăng có tác động tích cực đối với xuất khẩu, nhưng cũng làm tăng nhập khẩu và tốc độ tăng nhập khẩu nhanh hơn so với xuất khẩu, làm tăng tỷ số cán cân thương mại. Do đó, những chính sách khuyến khích xuất khẩu cũng sẽ làm gia tăng tỷ số cán cân thương mại.