Kiểm định Jarque-Bera (kiểm định phần dƣ chuẩn (normal residuals)
Giả thiết thống kê H0: phần dư phân phối chuẩn (normal residual) Giả thiết đối H1: phần dư không phân phối chuẩn (non-normal residual) Với mức ý nghĩa (1%, 5%, 10%), quy tắc kiểm định là
Nếu p-value < : bác bỏ giả thiết H0
Nếu p-value > : khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0
Hình 2.5: Đồ thị phần dƣ của hàm hồi quy trong kiểm định Jarque-Bera
Hình trên biểu diễn đồ thị của phần dư (Ut), với kết quả p-value của thống kê Jarque-Bera là 0.456201 > (mức ý nghĩa là 5%) do đó khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 tức là thừa nhận phần dư của hàm hồi quy tuyến tính đang khảo sát có phân phối chuẩn. Từ kết quả trên, có thể nói rằng hàm hồi quy tuyến tính là phù hợp. 0 1 2 3 4 5 6 7 -0.15 -0.10 -0.05 -0.00 0.05 0.10 Series: UT Sample 1995 2007 Observations 13 Mean -7.69e-08 Median 0.010110 Maximum 0.083320 Minimum -0.126715 Std. Dev. 0.062515 Skewness -0.828552 Kurtosis 2.610373 Jarque-Bera 1.569642 Probability 0.456201
Kiểm định Breusch-Godfrey LM (kiểm định khơng có tƣơng quan chuỗi bậc nhất-no first order serial correlation)
Giả thiết thống kê H0: phần dư khơng có tự tương quan bậc nhất Giả thiết đối H1: phần dư có tự tương quan bậc nhất
Với mức ý nghĩa (1%, 5%, 10%), quy tắc kiểm định là Nếu p-value < : bác bỏ giả thiết H0
Nếu p-value > : khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0
Bảng 2.15: Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey LM
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 3.112733 Prob. F 0.121041
Obs*R-squared 4.001443 Prob. Chi-Square 0.045461 Kết quả p-value (prob) là 0.121041 > mức ý nghĩa 5%, nên chúng ta khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 tức là thừa nhận rằng phần dư khơng có tự tương quan chuỗi bậc 1, dữ liệu sử dụng cho mơ hình là phù hợp.
Kiểm định White (kiểm định phƣơng sai không đổi-homoskedastic errors)
Giả thiết thống kê H0: phương sai không đổi Giả thiết đối H1: phương sai thay đổi
Với mức ý nghĩa (1%, 5%, 10%), quy tắc kiểm định là Nếu p-value < : bác bỏ giả thiết H0
Nếu p-value > : khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0
Bảng 2.16: Kết quả kiểm định White Heteroskedasticity
White Heteroskedasticity Test (no cross term):
F-statistic 2.330172 Prob. F 0.215758
Kết quả p-value (prob) là 0.215758 > 5% (mức ý nghĩa) nên chúng ta khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0 (phương sai khơng đổi) nên có thể thừa nhận rằng phương sai đồng đều (phương sai khơng đổi)
Kiểm định ARCH (kiểm định khơng có phƣơng sai của nhiễu thay đổi phụ thuộc tự hồi quy-no autoregressive conditional heteroskedasticity)
Giả thiết thống kê H0: khơng có phương sai của nhiễu thay đổi phụ thuộc tự hồi quy
Giả thiết đối H1: phương sai của nhiễu thay đổi phụ thuộc tự hồi quy Với mức ý nghĩa (1%, 5%, 10%), quy tắc kiểm định là
Nếu p-value < : bác bỏ giả thiết H0
Nếu p-value > : khơng có cơ sở bác bỏ giả thiết H0
Bảng 2.17: Kết quả kiểm định ARCH
ARCH Test:
F-statistic 4.515910 Prob. F 0.059514
Obs*R-squared 3.733209 Prob. Chi-Square 0.053341
Kết quả p-value (prob) là 0.059514 > mức ý nghĩa 5%, nên chúng ta khơng có cơ sở để bác bỏ giả thiết H0 tức là thừa nhận giả thiết khơng có phương sai của nhiễu thay đổi phụ thuộc tự hồi quy.
Tóm lại, từ các kiểm định chuẩn đốn như trên, chúng ta có thể kết luận rằng mơ hình kinh tế lượng và dữ liệu được sử dụng trong bài luận văn là phù hợp.
Kết luận chƣơng 2:
Sau khi tìm hiểu nhiều bài nghiên cứu của các tác giả trên thế giới gần như đồng nhất khái niệm “financial openness” (“financial integration”) và “financial liberalization”, người viết đã sử dụng chỉ số Kaopen (de facto) (tác giả Lane&Milesi-Ferretti) như là chỉ số tự do hóa tài chính trong bài viết gốc của tác giả James B.Ang.
Sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị, cũng như kiểm định đồng kết hợp giữa các biến chuỗi thời gian, kết quả chỉ ra rằng có một mối quan hệ dài hạn có ý nghĩa giữa GDP thực bình qn trên đầu người và các yếu tố liên quan của nó.
Từ kết quả kiểm định của mơ hình, người viết nhận thấy rằng vai trò của tự do hóa tài chính đã phát huy tác dụng khi cải thiện được mối quan hệ viện trợ-tăng trưởng tại Việt Nam. Bả ợ gây ra tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế do các mặt hạn chế trong quá trình sử dụng vốn viện trợ mang lại. Tuy nhiên, Việt Nam có thể thu đượ
kể hơn từ ốn viện trợ trong một hệ thống tài chính được tự do hóa nhiều hơn hay một nền kinh tế được hội nhập tài chính sâu rộng hơn.
CHƢƠNG 3. ĐỊNH HƢỚNG CHÍNH SÁCH VỀ CẢI CÁCH LĨNH VỰC TÀI CHÍNH VÀ NÂNG CAO HIỆU QUẢ VIỆN TRỢ TẠI VIỆT NAM
Con đường hội nhập vào nền kinh tế thế giới là một quá trình rất dài cùng với nhiều thách thức và khó khăn. Vì vậy, Việt Nam cần phải có những bước cải cách trong rất nhiều lĩnh vực mà trong đó lĩnh vực tài chính là một lĩnh vực nhạy cảm nhất của quá trình hội nhập. Bất kỳ
đối với việc cả ản trở việc hội nhập tài chính đề
ại cho sự tăng trưởng kinh tế của Việt Nam.
Viện trợ nước ngồi có một tác động trực tiếp tiêu cực đế
tăng trưởng kinh tế của Việt Nam. Tuy nhiên, lợi ích của viện trợ có thể
nhậ ơng qua việc tự . Do đó, tự do hóa hệ thống tài chính có thể tăng cường hiệu quả của viện trợ từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Từ nhận xét trên, người viết đề xuất một số định hướng chính sách nhằm nâng cao hiệu quả của viện trợ, cải cách lĩnh vực tài chính trong lộ trình tự do hóa tài chính tại Việt Nam