Test Statistic Value df Probability
F-statistic 5.506614 (5, 19) 0.0027
Chi-square 27.53307 5 0.0001
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.
Bước 2 : Kiểm định phần dư.
εt = Yt - 0.073177- 0,012641 lnEDTt – 0.001061 lnFDIt – 0.024589 lnINVt + 0.008371 lnTDSt – 0.043041 EXPt (2)
Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 3.4 : Kiểm định phần dư của mơ hình (2)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test
statistic -4,290,818 0.0030
Test critical values: 1% level -3,752,946 5% level -2,998,064 10% level -2,638,752 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
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. Khi phần dư là một chuỗi dừng khẳng định các biến trong mơ hình (1) 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 = 0.591688 cho biết mơ hình giải thích được 59,2 % sự phụ thuộc của tăng trưởng kinh tế Việt Nam vào nợ nước ngoài, đầu tư trong nước, đầu tư trực tiếp nước ngoài, độ mở nền kinh tế và dịch vụ nợ trên xuất khẩu.
DW = 1.254809 cho thấy mơ hình khơng có dấu hiệu xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).
Căn cứ kết quả hồi qui, dấu của các hệ số hồi qui phù hợp với kỳ vọng của nghiên cứu. Trước hết, hệ số của Ln EDT = 0.012641, hệ số mang dấu dương cho thấy nợ nước ngoài trên GDP đồng biến với tăng trưởng kinh tế, nợ nước ngoài bổ sung nguồn vốn bị thiếu hụt do mất cân đối giữa tiết kiệm và đầu tư. Như vậy, tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP của Việt Nam chưa vượt qua ngưỡng nợ “ Debt threshold” hay ngưỡng an toàn.
Tiếp theo là biến số đầu tư trong nước trên GDP cũng đồng biến với tăng trưởng kinh tế là hoàn toàn phù hợp. Việt Nam đã đạt được tốc độ tăng trưởng kinh tế tương đối cao trong gần 20 năm qua, trung bình 7,4% hàng năm trong giai đoạn 1990 - 2010. Tốc độ tăng trưởng tương đối cao phù hợp với sự tăng nhanh về đầu tư nhà nước và tư nhân. Hiệu quả của đầu tư trong nước từ việc sử dụng các nguồn lực
trong nước để duy trì tiềm lực sẵn có hoặc tạo ra tiềm lực lớn hơn cho sản xuất, kinh doanh, nhằm tạo ra nhiều hàng hóa có giá trị, dịch vụ tốt hơn, góp phần nâng cao giá trị sinh hoạt đời sống cao hơn. Như vậy, đầu tư trong nước là nền tảng, phát triển kết cấu tầng kinh tế -xã hội, tạo môi trường thuận lợi cho các doanh nghiệp trong mọi lĩnh vực phát triển, đồng thời thu hút nguồn vốn đầu tư nước ngoài, đảm bảo sự phát triển toàn diện giữa các ngành, vùng , miền kinh tế, góp phần đảm bảo tăng trưởng kinh tế bền vững.
Bên cạnh đó độ mở nền kinh tế, cũng tương quan thuận với tăng trưởng kinh tế, khi độ mở nền kinh tế gia tăng, đồng nghĩa với việc cơ hội giao thương hàng hóa của Việt Nam với bên ngồi tăng lên nên góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Việt Nam. Điều này phù hợp xu thế thời đại, thực trạng và chính sách mở cửa kinh tế của Việt Nam hiện nay, bằng chứng việc gia nhập WTO đã có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế của nước ta trong bốn năm qua, xuất-nhập khẩu tăng mạnh, quan hệ hợp tác kinh tế và thương mại với nhiều nước được tăng cường và mở rộng, đặc biệt là với các đối tác quan trọng. Lực lượng doanh nghiệp phát triển nhanh, các thị trường nhân tố mau chóng mở rộng, một số sản phẩm và doanh nghiệp khẳng định được chỗ đứng trên thị trường trong nước và quốc tế. Thể chế kinh tế và môi trường kinh doanh trong nước được cải thiện về nhiều mặt theo hướng mở rộng tự do hóa thương mại và đầu tư, phù hợp với các cam kết của nước ta với WTO cũng như các cam kết đa phương và song phương khác, đặc biệt trong khuôn khổ ASEAN và với các đối tác trong khu vực.
Trong khi đó, theo kết quả hồi qui thì tỷ lệ dịch vụ nợ trên xuất khẩu tác động âm đến tăng trưởng, cho thấy việc thanh toán nợ làm giảm nguồn lực đầu tư trong nước, nên việc gia tăng tỷ lệ này làm giảm tăng trưởng kinh tế là phù hợp.
Đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP tỷ lệ thuận với tăng trưởng kinh tế. Vai trò của FDI được thể hiện rất rõ qua việc đóng góp vào các yếu tố quan trọng của tăng trưởng như bổ sung nguồn vốn đầu tư, đẩy mạnh xuất khẩu, chuyển giao công nghệ, phát triển nguồn nhân lực và tạo việc làm,…Ngồi ra, FDI cũng đóng góp tích cực
vào tạo nguồn thu ngân sách và thúc đẩy Việt Nam hội nhập sâu rộng vào nền kinh tế thế giới. Nhờ có sự đóng góp quan trọng của FDI mà Việt Nam đã đạt được tốc độ tăng trưởng kinh tế cao trong nhiều năm qua và được biết đến là quốc gia phát triển năng động, đổi mới, thu hút được sự quan tâm của cộng đồng quốc tế. Tuy nhiên, FDI cũng đã và đang tạo ra nhiều vấn đề ảnh hưởng tiêu cực đến tính bền vững của tăng trưởng và chất lượng cuộc sống của người dân. Gần đây, đã xuất hiện hàng loạt vấn đề gây bức xúc dư luận xã hội, trong đó nổi bật là chất lượng sử dụng FDI thấp, thiếu tính bền vững, ơ nhiễm mơi trường trầm trọng.
Trong mức ý nghĩa thống kê:
Khi tỷ lệ nợ nước ngồi trên GDP tăng lên 1% thì tăng trưởng kinh tế sẽ tăng 0.012641 điểm phần trăm;
Khi tỷ lệ tỷ lệ đầu tư trong nước trên GDP tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế sẽ tăng 0.024589 điểm phần trăm;
3.2.3.3 Phân tích cân bằng ngắn hạn - Mơ hình ECM.
Theo Granger (1983 và 1986) khái niệm cân bằng dài hạn chỉ định sự tương đương về mặt thống kê của đồng tích hợp. Khi có đồng tích hợp và khi có một cú sốc bất kỳ xảy ra gây ra sự mất cân bằng thì sẽ tồn tại quá trình điều chỉnh động ngắn hạn như cơ chế hiệu chỉnh sai số. Cơ chế này sẽ đưa hệ thống trở lại cân bằng dài hạn. Thực tế cho thấy, đồng tích hợp hàm ý sự tồn tại dạng hàm hiệu chỉnh sai số động trong xem xét quan hệ giữa các biến, do vậy mơ hình ECM được sử dụng trong ước lượng sẽ cho phép xác định cân bằng dài hạn từ sự vận động ngắn hạn được xác định từ dữ liệu thực tế.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy hầu hết các biến là chuỗi dừng ở sai phân bậc một I(1), và có tồn tại sự đồng liên kết trong phương trình (1) nên ta có thể sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM), để tính tốn mức độ tác động của các nhân tố đến biến động của tăng trưởng kinh tế và xác định mức chênh lệch trong ngắn hạn so với mức cân bằng dài hạn của chỉ số tăng trưởng kinh tế.
Trước khi thực hiện mơ hình ECM, tác giả thực hiện kiểm định VAR các biến của
mơ hình ở sai phân bậc một, để tìm ra bước trể tối ưu. Kết quả cho thấy các tiêu chuẩn FPE, AIC,SC và HQ chỉ ra bước trể tối ưu là 2, trong khi tiêu chuẩn LR chỉ ra bước trể là 1 (xem thêm Phụ lục 4).
Với kết quả lựa chọn bước trể như trên, đầu tiên mơ hình ECM được thực hiện với bước trể giới hạn là 2 kỳ, phần hiệu chỉnh sai số là biến ECt-1 được lấy từ phương trình (1).
ECt-1 = LnYt-1 - α0 - α1 lnEDTt-1 - α2 lnEXPt-1 - α3 lnFDIt-1 - α4 lnINVt-1 - α5 lnTDSt-1
Mơ hình cụ thể : ∆y = 0 + t i i i y ln 2 0 + t i i i EDT ln 2 0 + t i i i EXP 2 0 + t i i i INV ln 2 0 + i t i i TDS ln 2 0 + ECt-1 + ut (3)
+ Kết quả hồi qui mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM với 2 bước trễ được trình bày trong Bảng 3.5.