EXP FDI EXR DI GDP FS RD WAGE WD
EXP 1.000000 0.918629 0.973196 0.951924 0.991971 0.963817 0.934776 0.992871 0.965469 FDI 0.918629 1.000000 0.931911 0.987619 0.952755 0.972462 0.970009 0.937930 0.977642 EXR 0.973196 0.931911 1.000000 0.953025 0.983474 0.976739 0.966799 0.990914 0.944161 DI 0.951924 0.987619 0.953025 1.000000 0.979008 0.989085 0.971088 0.965718 0.993068 GDP 0.991971 0.952755 0.983474 0.979008 1.000000 0.988329 0.968023 0.996230 0.980236 FS 0.963817 0.972462 0.976739 0.989085 0.988329 1.000000 0.988503 0.978397 0.975950 RD 0.934776 0.970009 0.966799 0.971088 0.968023 0.988503 1.000000 0.957693 0.950148 WAGE 0.992871 0.937930 0.990914 0.965718 0.996230 0.978397 0.957693 1.000000 0.968039 WD 0.965469 0.977642 0.944161 0.993068 0.980236 0.975950 0.950148 0.968039 1.000000 Ta có: Hệ số tương quan r
│r│<0.4: tương quan yếu
0.4 <│r│< 0.8: tương quan trung bình │r│>0.8: tương quan mạnh
r<0 tương quan ngược chiều r>0 tương quan cùng chiều
Từ bảng hệ số tương quan giữa các biến, có thể thấy, các biến đều có tương quan cùng chiều và mức độ tương quan đa số ở dạng mạnh.
4.3.2. Phân tích hồi quy
Hồi quy mơ hình theo dạng log-log, ta có kết quả hồi quy như sau:
Bảng 4.5: Mơ hình hồi quy các biến dạng log-log
Dependent Variable: LOG(EXP01) Method: Least Squares
Date: 01/11/14 Time: 21:44 Sample: 1 11
Included observations: 11
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -9.719879 0.769617 -12.62950 0.0062 LOG(FDI) 0.074040 0.019304 3.835590 0.0617 LOG(EXR) 0.096974 0.077931 1.244364 0.3394 LOG(DI) -1.794028 0.068214 -26.29996 0.0014 LOG(GDP) 0.525242 0.065681 7.996917 0.0153 LOG(FS) 0.781624 0.038223 20.44893 0.0024 LOG(RD) -0.371923 0.013796 -26.95818 0.0014 LOG(WAGE) 0.275432 0.048194 5.715065 0.0293 LOG(WD) 1.859332 0.051151 36.34983 0.0008
R-squared 0.999995 Mean dependent var 13.55335 Adjusted R-squared 0.999975 S.D. dependent var 0.727028 S.E. of regression 0.003619 Akaike info criterion -8.473486 Sum squared resid 2.62E-05 Schwarz criterion -8.147935 Log likelihood 55.60417 Hannan-Quinn criter. -8.678700 F-statistic 50439.83 Durbin-Watson stat 3.190125 Prob(F-statistic) 0.000020
Kiểm định WALD (kiểm tra sự có mặt của biến khơng cần thiết):
Nhìn vào kết quả trên, ta thấy biến EXR có thể là biến khơng cần thiết vì trị tuyệt đối của T-statistic nhỏ hơn 1.96 và P_value=0.3394>0.05, do đó ta dùng kiểm định WALD để kiểm tra.
Kết quả như sau: Wald Test:
Equation: Untitled
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 14.71175 (1, 2) 0.0617
Chi-square 14.71175 1 0.0001
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(2) 0.074040 0.019304
Restrictions are linear in coefficients.
Giả thuyết:
Ho: β2=0 (Biến EXR là không cần thiết) H1: β2≠0 (Biến EXR là cần thiết)
Ta thấy Pro(F-statistic) = 0.0617>0.05 nên chấp nhận giả thuyết Ho Kết luận: Biến EXR là khơng cần thiết trong mơ hình.
Từ kiểm định trên ta loại bỏ biến EXR ra khỏi mơ hình hồi quy và thu được kết quả hồi quy điều chỉnh như sau:
Bảng 4.6: Kết quả mơ hình hồi quy điều chỉnh
Dependent Variable: LOG(EXP01) Method: Least Squares
Date: 01/11/14 Time: 21:58 Sample: 1 11
Included observations: 11
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -8.816527 0.277918 -31.72348 0.0001 LOG(FDI) 0.079521 0.020440 3.890365 0.0301 LOG(DI) -1.813733 0.072161 -25.13444 0.0001 LOG(GDP) 0.529401 0.071340 7.420850 0.0051 LOG(FS) 0.780201 0.041552 18.77654 0.0003 LOG(RD) -0.369824 0.014892 -24.83395 0.0001 LOG(WAGE) 0.311120 0.042123 7.385994 0.0051 LOG(WD) 1.846854 0.054551 33.85555 0.0001
R-squared 0.999991 Mean dependent var 13.55335 Adjusted R-squared 0.999971 S.D. dependent var 0.727028 S.E. of regression 0.003936 Akaike info criterion -8.081942 Sum squared resid 4.65E-05 Schwarz criterion -7.792564 Log likelihood 52.45068 Hannan-Quinn criter. -8.264355 F-statistic 48735.72 Durbin-Watson stat 2.627205 Prob(F-statistic) 0.000000
Kiểm định F: Sự tồn tại của mơ hình
Giả thuyết:
Ho: Mơ hình khơng tồn tại H1: Mơ hình có tồn tại
Ta thấy P_value gần bằng 0 nên bác bỏ giả thuyết Ho tức là mơ hình này có ý nghĩa thống kê.
Kiểm định t: Kiểm định ảnh hưởng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc
Giả thuyết
Ho: βi=0 hay biến độc lập i không ảnh hưởng đến EXP H1: βi≠0 hay biến độc lập có ảnh hưởng đến EXP
Ta thấy trị tuyết đối của của các βi đều lớn hơn 1.96 và các P_value đều nhỏ hơn 0.05, do đó ta có thể kết luận mơ hình là phù hợp và các biến độc lập đều có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc.
Mơ hình hồi quy được viết lại như sau:
ln(EXPi,t) = β0 + β1* ln(FDIi,t) + β2* ln(DIi,t)+ β3* ln(GDPi,t) + β4* ln(FSi,t) + β5* ln(RDi,t)+ β6* ln(WAGEi,t) + β7* ln(WDi,t) + εi,t
Tiếp theo ta tiến hành dị tìm sự vi phạm của các giả định cần thiết trong mơ hình hồi quy tuyến tính :
Kiểm định phân phối chuẩn của sai số ngẫu nhiên bằng kiểm định Jarque- Beta :
Giả thuyết:
Ho: Sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn
H1 : Sai số ngẫu nhiên khơng có phân phối chuẩn Từ kết quả Eview, ta thấy:
- Jarque- Bera= 2.284046
- Chisao Logra (0.05,7)=14.067
Như vậy JBqs < Chisao Logra(0.05,7) nên chưa có cơ sở để bác bỏ Ho. Kết luận: sai số ngẫu nhiên có phân phối chuẩn.
Kiểm định đa cộng tuyến (kiểm tra giả định khơng có mối tương quan giữa các biến độc lập) :
Từ bảng 4.6, ta thấy: R2 = 0,99 ; PF = 0.000003.
Kiểm định đa cộng tuyến trước tiên cần xem xét hệ số xác định của các mơ ồi quy phụ R 0 1 2 3 4 5 6 -0.0050 -0.0025 0.0000 0.0025 0.0050 0.0075 Series: Residuals Sample 1 11 Observations 11 Mean -6.46e-15 Median -0.000209 Maximum 0.005055 Minimum -0.002971 Std. Dev. 0.002156 Skewness 1.012684 Kurtosis 3.938753 Jarque-Bera 2.284046 Probability 0.319173
R21= 0.993452 R22= 0.999046 R23=0.999075 R24=0.998421 R25=0.983685 R26=0.997312 R27= 0.997479
Ta thấy nhân tử phóng đại phương sai VIF của các biến log(Xi)=1/(1-R2
i)>10. Do đó mơ hình có thể có hiện tượng đa cộng tuyến.
Khắc phục đa cộng tuyến:
Ta thấy R2
hq chính=0.999991 lớn hơn tất cả các R2hq phụ. Do đó ta có thể bỏ
Kiểm định tự tương quan
Ta sử dụng kiểm định Correlogram để kiểm định hiện tượng tự tương quan.
Date: 01/11/14 Time: 22:42 Sample: 1 11
Included observations: 11
Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob
. **| . | . **| . | 1 -0.316 -0.316 1.4237 0.233 . *| . | . **| . | 2 -0.149 -0.276 1.7783 0.411 . |* . | . | . | 3 0.187 0.047 2.4010 0.493 . **| . | . **| . | 4 -0.290 -0.290 4.1132 0.391 . *| . | . **| . | 5 -0.109 -0.338 4.3969 0.494 . |* . | . *| . | 6 0.210 -0.119 5.6550 0.463 . *| . | . *| . | 7 -0.079 -0.127 5.8792 0.554 . | . | . *| . | 8 0.051 -0.073 6.0050 0.647 . | . | . **| . | 9 -0.007 -0.237 6.0084 0.739 . | . | . *| . | 10 0.002 -0.116 6.0089 0.815 Giả thuyết:
Ho: Ko có tự tương quan H1: có tự tương quan
Ta thấy P_value> 0.05 nên ta chấp nhận giả thuyết Ho. Như vậy mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
Kiểm định PSSS thay đổi
Ta sử dụng kiểm định LM theo mơ hình của Breusch & Pagan (1979)
Heteroskedasticity Test: Breusch-Pagan-Godfrey
F-statistic 0.707064 Prob. F(7,3) 0.6833
Obs*R-squared 6.848770 Prob. Chi-Square(7) 0.4448 Scaled explained SS 0.748519 Prob. Chi-Square(7) 0.9979
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Date: 01/11/14 Time: 22:48 Sample: 1 11
Included observations: 11
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.000336 0.000602 0.558338 0.6156
LOG(FS) 2.83E-06 9.00E-05 0.031503 0.9768 LOG(GDP) -2.76E-05 0.000154 -0.178660 0.8696 LOG(DI) 0.000117 0.000156 0.746115 0.5097 LOG(FDI) -3.09E-05 4.42E-05 -0.697798 0.5355 LOG(WD) -4.77E-05 0.000118 -0.403753 0.7135 LOG(WAGE) -2.84E-05 9.12E-05 -0.311898 0.7755
LOG(RD) 1.93E-05 3.22E-05 0.597289 0.5924
R-squared 0.622615 Mean dependent var 4.23E-06 Adjusted R-squared -0.257948 S.D. dependent var 7.60E-06 S.E. of regression 8.52E-06 Akaike info criterion -20.35281 Sum squared resid 2.18E-10 Schwarz criterion -20.06343 Log likelihood 119.9405 Hannan-Quinn criter. -20.53522 F-statistic 0.707064 Durbin-Watson stat 2.546209 Prob(F-statistic) 0.683278
Giả thuyết:
Ho: Mơ hình khơng có phương sai sai số thay đổi H1: Mơ hình có phương sai sai số thay đổi
Chisao logroa (0.05,7)=14.067
Chisaologroa>LM. Do đó ta chấp nhận giả thuyết Ho, tức là mơ hình khơng có phương sai sai số thay đổi.
4.3.3. Kết quả hồi quy
Estimation Command:
=========================
LS LOG(EXP01) C LOG(FS) LOG(GDP) LOG(DI) LOG(FDI) LOG(WD) LOG(WAGE) LOG(RD)
Estimation Equation:
=========================
LOG(EXP01) = C(1) + C(2)*LOG(FS) + C(3)*LOG(GDP) + C(4)*LOG(DI) + C(5)*LOG(FDI) + C(6)*LOG(WD) + C(7)*LOG(WAGE) + C(8)*LOG(RD)
Substituted Coefficients:
LOG(EXP) = -8.81652724639 + 0.780201020607*LOG(FS) + 0.529401488777*LOG(GDP) - 1.81373282022*LOG(DI) + 0.0795205075631*LOG(FDI) + 1.84685368386*LOG(WD) + 0.311120224882*LOG(WAGE) - 0.36982375268*LOG(RD)
4.3.4. Nhận xét hồi quy
Hệ số xác định (Coefficient of Determination) là tỷ lệ của tổng sự biến thiên trong biến phụ thuộc gây ra bởi sự biến thiên của các biến độc lập (biến giải thích) so với tổng sự biến thiên toàn phần. Hệ số xác định thường được gọi là R - bình phương (R-squared), ký hiệu là R2
.
Hệ số xác định của một mơ hình hồi quy cho phép ta đánh giá mơ hình tìm được có giải thích tốt cho mối liên hệ giữa biến phụ thuộc Y và biến phụ thuộc X hay khơng.
Tại kết quả hồi quy, ta có: R2
= 0.999991. Điều này cho ta biết mơ hình giải thích rất tốt cho sự thay đổi của biến phụ thuộc EXP.Sai số tiêu
chuẩn S.E. of regression = 0.003936, giá trị p-value của các biến giải thích đều nhỏ hơn 0,05 nên độ phù hợp của các biến độc lập là rất tốt. Từ đó, kết luận được rằng mơ hình rất phù hợp.
Ta có: R2 = 0.999991 cho biết 99,99% sự thay đổi giá trị xuất khẩu (EXP) hàng năm của Việt Nam có thể được giải thích bằng sự biến đổi về Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI); Đầu tư trong nước (DI); Tổng sản phẩm quốc nội (GDP); Quy mô doanh nghiệp (FS); Số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD); Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và Nhu cầu thế giới (WD).
Trong mơ hình nghiên cứu:
- β1= 0.079521có ý nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi, đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tăng giá trị xuất khẩu (EXP) tăng. Điều này đúng với giả thuyết nghiên cứu FDI làm tăng giá trị xuất khẩu của các doanh nghiệp trong nước vì kết quả nghiên cứu cho thấy sự tăng trưởng xuất khẩu của Việt Nam có đóng góp đáng kể của dịng vốn FDI.
- β2= -1.813733 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác khơng đổi, đầu tư trong nước(DI)tăng thì giá trị xuất khẩu (EXP) giảm. Điều này hơi trái với quy luật vì khi đầu tư tăng thì thường hoạt động xuất khẩu sẽ tăng nhưng tại Việt Nam hoạt động đầu tư tài sản trong nước chưa được hiệu quả. Thứ nhất là do đầu tư nhiều vào tài sản nhưng là những tài sản đã cũ hoặc hết khấu hao của các nước phát triển do đó khơng làm gia tăng thậm chí cịn làm giảm hoạt động sản xuất. Thứ hai là đầu tư nhiều vào các lĩnh vực không phải là lĩnh vực có hàng hóa xuất khẩu.
- β3= 0.529401 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác không đổi, tổng sản phẩm quốc nội (GDP)tăng thì giá trị xuất khẩu (EXP) tăng. Điều này hồn tồn đúng vì tổng sản phẩm quốc nội tăng tức là lượng hàng hóa sản xuất tăng lên dẫn đến xuất khẩu hàng hóa tăng.
- β4= 0.780201 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác khơng đổi, Quy mơ doanh nghiệptăng thì giá trị xuất khẩu (EXP)tăng. Điều này có ý nghĩa kinh tế vì khi quy mơ doanh nghiệp tăng tức là hoạt động sản xuất của cơng ty cũng tăng do đó sẽ làm tăng hoạt động xuất khẩu.
- β5= -0.369824 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác khơng đổi, số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm tăngthì giá trị xuất khẩu (EXP) giảm. Điều này hơi trái ngược thực tế nhưng lại đúng ở Việt Nam vì tuy số lượng bằng sáng chế tăng lên nhưng số bằng sáng chế được áp dụng hiệu quả để đưa vào thực tiễn sản xuất lại khơng nhiều.
- β6= 0.311120 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác khơng đổi, chi phí lao độngtăng thì giá trị xuất khẩu (EXP)tăng. Điều này có ý nghĩa kinh tế vì khi chi phí lao động tăng lên tức là động lực làm việc của người lao động cũng tăng lên, điều này hợp lý khi doanh nghiệp muốn tăng sản xuất để đạt chỉ tiêu hoặc muốn mở rộng quy mơ. Vậy khi tăng chi phí lao động sẽ làm tăng hoạt động xuất khẩu.
- β7= 1.846854 có ý nghĩa nếu các yếu tố khác khơng đổi, nhu cầu thế giới tăng thì giá trị xuất khẩu (EXP)tăng. Điều nàycó ý nghĩa kinh tế vì khi nhu cầu thế giới tăng tức là cầu hàng hóa nhiều hơn do đó Việt Nam sẽ có biện pháp để gia tăng sản xuất đáp ứng nhu cầu, điều đó sẽ làm gia tăng hoạt động xuất khẩu.
4.4. Kết luận nghiên cứu
Sau khi thực hiện các bước kiểm định mơ hình và kết luận mơ hình hồi quy được lựa chọn là phù hợp. Tác giảtiến hành chạy mơ hình đểxem xét mối tương quan giữa giá trị xuất khẩu (EXP) hàng năm của Việt Nam với các biến:Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI); Đầu tư trong nước (DI); Tổng sản phẩm quốc nội (GDP); Quy mô doanh nghiệp (FS); Số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD); Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và Nhu cầu thế giới (WD). Kết quả thực nghiệm cho thấy, trước tình hình phát triển mạnh mẽ của nền kinh tế cùng với sự kiện gia nhập WTO, các yếu tố làm tăng giá trị xuất khẩu Việt Nam đó là giá trịđầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI); Tổng sản phẩm quốc nội (GDP); Quy mơ doanh nghiệp(FS);Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và Nhu cầu thế giới (WD). Trong đó, cần cần chú ý tới yếu tố nhu cầu thế giới.Nếu nhu cầu thế giới tăng 10%, xuất khẩu của Việt Nam sẽ tăng khoảng 19%. Nó chỉ ra giá trị xuất khẩu của Việt Nam phụ thuộc rất nhiều vào nhu cầu thế giới và có thể bị ảnh hưởng rất nhiều bởi sự biến động của nhu cầu thế giới.
CHƯƠNG 5.ĐÁNH GIÁ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
VÀ GỢI Ý
5.1 Kết quả nghiên cứu
Qua nghiên cứu về sự đóng góp của đầu tư trực tiếp nước ngoài vào giá trị xuất khẩu của Việt Namtrong giai đoạn 2002-2012, cùng với phân tích hồi quy ở trên đã chỉ ra rằng sự thay đổi của xuất khẩu Việt Nam bị ảnh hưởng nhiều do sự thay đổi của Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI); Đầu tư trong nước (DI); Tổng sản phẩm quốc nội (GDP); Quy mô doanh nghiệp (FS); Số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD); Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và Nhu cầu thế giới (WD).Có thể thấy, mơ hình lựa chọn phân tích là khá phù hợp với nền kinh tế Việt Nam và giải thích được sự thay đổi của giá trị xuất khẩu từ các yếu tố lựa chọn nghiên cứu. Qua đó, các nhà quản lý có thể dựa vào nghiên cứu để đưa ra những gợi ý và chính sách hợp lý hơn trong việc khuyến khích hay hạn chếcác yếu tố trên.
5.2 Hạn chế của đề tài
Đề tài được nghiên cứu trên sốmẫu là 11quan sát và thời gian là 11 năm từ năm 2002-2012, đây là mẫu khơng lớn để có thể đánh giá tồn diện được vấn đề cần nghiên cứu.
Bên cạnh đó, một số tài liệu về sốliệu thu thập được theo năm được tác giả thu thập dựa trên một số bài báo, mà chưa có đánh giá riêng biệt nào. Do vậy, số liệu thu được vẫn không tránh khỏi những sai lệch so với thực tế.
Đề tài nghiên cứu về sự đóng góp của đầu tư trực tiếp nước ngồi vào giá trị xuất khẩu còn khá mới mẻở Việt Nam, nên đến nay vẫn chưa có nhiều nghiên cứu về vấn đề này để tác giả có thể lấy đó làm so sánh và kiểm chứng.
Đề tài này chỉ dừng lại ở mức độ nghiên cứu khoa học. Nó chỉ ra rằng, do ảnh hưởng của FDInên giá trị xuất khẩu tăng lên, bên cạnh đó cịn có các yếu tố làm tăng giá trị xuất đó là Tổng sản phẩm quốc nội (GDP); Quy mô doanh nghiệp(FS);Chi phí lao động (WAGE)hàng năm của Việt Nam và Nhu cầu thế giới (WD) và các yếu tố làm giảm giá trị xuất khẩu đó là Đầu tư trong nước (DI) và Số bằng sáng chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD). Tác giả đã cốgắng tìm hiểu nguyên nhân sâu xa của việc giảm này. Tuy nhiên, do hạn chế về mặt thời gian và điều kiện nghiên cứu, tác giả tiến hành chọn lựa các nguyên nhân đểphân tích căn cứ vào các nghiên cứu trước đâyđã chỉ ra.Và kết quả có được lại chưathể giải thích được, do vậy dù đã kết thúc nghiên cứu, tác giảvẫn chưa tìm ra được câu trả lời xác đáng nhất.
5.3 Những gợi ý và hướng nghiên cứu tiếp theo
Trong quá trình thực hiện đề tài, tác giả nhận thấy vẫn còn nhiều vấn đề bịbỏ ngỏ và chưa được nghiên cứu một cách cụ thể, chi tiết. Chẳng hạn, số mẫu nghiên cứu không phải là lớn. Do vậy, từ kết quả đề tài này, tác giả gợi ý một số nghiên cứu tiếp theo như sau:
- Mở rộng hơn nữa phạm vi và quy mơ nghiên cứu, để có thể phân tích và xác định được nguyên nhân sâu xa của việc tăngFDIlàm giá trị xuất khẩu tăng lên, hay giải thích được vì sao các yếu tố khác như Đầu tư trong
nước (DI) và Số bằng sang chế của Việt Nam được cấp trong một năm (RD) làm giảm giá trị xuất khẩu, cũng như xác định các yếu tố chính làm ảnh hưởng đến giá trịxuất khẩu của Việt Nam. Để từ đó, có thể đưa ra những gợi ý và chính sách hợp lý hơn trong việc khuyến khích hay hạn chếcác yếu