ADF 1% level 5% level 10% level Kết quả
LnTB -3.245 -3.597 -2.933 -2.605 không dừng mức 1% LnREER -1.336 -3.592 -2.931 -2.604 không dừng LnGDPw -0.219 -3.589 -2.930 -2.603 không dừng LnGDPvn 0.303 -3.627 -2.946 -2.612 không dừng LnCPIw 0.417 -3.597 -2.933 -2.605 không dừng LnCPIvn 1.928 -3.610 -2.939 -2.608 không dừng LnFDI -4.574 -3.589 -2.930 -2.603 dừng KPSS LnTB 0.695 0.739 0.463 0.347 không dừng mức 5%, 10% LnREER 0.457 0.739 0.463 0.347 không dừng mức 5%, 10% LnGDPw 0.829 0.739 0.463 0.347 không dừng LnGDPvn 0.542 0.739 0.463 0.347 không dừng mức 5%, 10% LnCPIw 0.836 0.739 0.463 0.347 không dừng LnCPIvn 0.783 0.739 0.463 0.347 không dừng LnFDI 0.546 0.739 0.463 0.347 không dừng mức 5%, 10% ADF 6LnTB -5.223 -3.61 -2.939 -2.608 dừng 6LnREER -4.447 -3.592 -2.931 -2.604 dừng 6LnGDPw -6.476 -3.592 -2.931 -2.604 dừng 6LnGDPvn -0.408 -3.627 -2.946 -2.612 không dừng 6LnCPIw -5.108 -3.597 -2.933 -2.605 dừng 6LnCPIvn -1.384 -3.639 -2.951 -2.614 không dừng 6LnFDI -7.618 -3.601 -2.935 -2.606 dừng KPSS 6LnTB 0.2381 0.739 0.463 0.347 dừng 6LnREER 0.2035 0.739 0.463 0.347 dừng 6LnGDPw 0.0856 0.739 0.463 0.347 dừng 6LnGDPvn 0.3472 0.739 0.463 0.347 dừng mức 5% 6LnCPIw 0.1584 0.739 0.463 0.347 dừng 6LnCPIvn 0.6383 0.739 0.463 0.347 dừng mức 1% 6LnFDI 0.1482 0.739 0.463 0.347 dừng
2.4.3.2 Kết quả phân tích hồi quy ban đầu
Đầu tiên cán cân thương mại Việt Nam (TB) được giả định chịu ảnh hưởng của 3 yếu tố cơ bản chính là tỷ giá hối đoái thực đa phương (REER), thu nhập quốc gia thực (GDPvn) và thu nhập quốc gia thực của các đối tác thương mại (GDPw).
Mơ hình ban đầu: LnTBt = β0 + β1lnREER t+ β2lnGDPvnt + β3lnGDPwt + εt (1)
Kết quả mơ hình hồi quy26 như sau:
LnTBt =12.5657 – 0.3902lnREERt - 0.1014lnGDPvnt - 1.0594lnGDPwt + εt (2)
R2 = 0,4440 Adjusted R2 = 0.4033 DW = 1.24
Thực hiện kiểm định ràng buộc tuyến tính các hệ số trong mơ hình (kiểm định Wald) ở mức ý nghĩa 5% tác giả nhận thấy:
· Giả thuyết các hệ số hồi quy tuyến tính cùng đồng thời bằng khơng là khơng
tồn tại;
· Chấp nhận giả thuyết hệ số β1 =0 và β2 = 0 và β3 0.
Như vậy, khả năng giải thích của mơ hình chưa được như mong muốn và có khả
năng biến LnTBt chỉ có ý nghĩa tương quan với biến lnGDPwt nhưng theo lý thuyết
và phân tích ở phần trên REER là yếu tố tác động mạnh đến cán cân thương mại, vì vậy, có khả năng mơ hình đã bỏ sót các biến quan trọng khác. Nghĩa là trong thực tế cán cân thương mại Việt Nam không những phải chịu ảnh chủ yếu từ tỷ giá thực đa phương, thu nhập quốc dân thực của các đối tác thương mại và thu nhập quốc dân thực của Việt Nam mà còn chịu ảnh hưởng của nhiều nhân tố khác như chỉ số lạm phát, quy mơ vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi, quy mô vốn đầu tư tư nội địa,… Như vậy, mơ hình ban đầu cần mở rộng thêm với một số biến CPIvn, CPIw và FDI. Để xác thực điều này, tác giả tiến hành kiểm định khả năng bỏ sót biến quan trọng của mơ hình (1) với các biến đưa vào là chỉ số CPI bình quân của các đối tác thương 26
mại (LnCPIw), chỉ số CPI của Việt Nam (LnCPIvn) và biến đầu tư trực tiếp ròng của Việt Nam (LnFDI).
Kết quả kiểm định LR với mức ý nghĩa = 5% thì F-statistic = 5.146015
Probability = 0.004385 < = 5%. Kết quả này cho thấy các biến LnCPIw, LnCPIvn và LnFDI đã bị bỏ sót vì những biến này đóng một vai trị quan trọng trong việc xác định giá trị của biến LnTB.
Từ nhận định trên, tác giả tiến hành bổ sung các biến bị bỏ sót vào mơ hình (1) để đưa ra mơ hình phù hợp hơn.
Mơ hình mới như sau:
LnTBt = β0+ β1lnREERt+ β2lnGDPvnt + β3lnGDPwt + β4LnCPIwt
+ β5LnCPIvnt + β6LnFDIt + εt (3)
2.4.3.3 Phân tích cân bằng dài hạn – Phân tích đồng liên kế
Hồi quy đồng liên kết theo phương pháp phân tích phần dư (εt) hai bước của Engle-Granger
Bước 1 Hồi quy phương trình (3) Kết quả hồi quy27
LnTBt = 0.1445 – 2.1544LnREERt – 0.1075LnGDPvnt + 1.3075LnGDPwt
+ 1.1695LnCPIwt – 1.6146LnCPIvnt – 0.0771LnFDIt + εt (4)
R2 = 0.6046 Adjusted R2 = 0.5422 DW = 1.84
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.
27
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 6.688825 (5, 38) 0.0001
Chi-square 33.44413 5 0.0000
Cũng với mức ý nghĩa = 5% khi xem xét khả năng xác suất p (Prob) tác giả nhận
thấy các biến LnGDPw, LnGDPvn, LnCPIw khơng có ý nghĩa đối với mơ hình (4). 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 có ảnh hưởng quan trọng đối với cán cân thương
mại. Ở Việt Nam thu nhập quốc dân thực và CPI của thế giới, thu nhập quốc dân
thực của Việt Nam có thể khơng chắc chắn ảnh hưởng đến cán cân thương mại trong dài hạn, có thể chỉ là sự ngẫu nhiên. Tuy nhiên, trên lý thuyết thu nhập quốc
dân của đối tác thương mại và thu nhập quốc dân trong nước là hai nhân tố có ảnh hưởng quan trọng đến cán cân thương mại Việt Nam. Vì vậy tác giả vẫn quyết định giữ lại các biến này trong mơ hình.
Bước 2 Kiểm tra phần dư
εt = LnTBt - 0.1445 + 2.1544LnREER t + 0.1075LnGDPvnt - 1.3075LnGDPwt
- 1.1695LnCPIwt + 1.6146LnCPIvnt + 0.0771LnFDIt (5)
Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:
Augmented Dickey-Fuller test statistic
t-Statistic Prob.*
-6.270714 0.0000
Test critical values: 1% level -3.588509
5% level -2.929734
10% level -2.603064
*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 (4) 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 = 0.6046 cho biết mơ hình giải thích được 60.46% sự phụ thuộc của cán cân
thương mại vào tỷ giá hối đoái thực đa phương, thu nhập quốc dân thực và chỉ số giá tiêu dùng của đối tác thương mại và thu nhập thực, chỉ số giá trong nước, quy mô vốn đầu tư nước ngoài trực tiếp. DW = 1.84 cho thấy mơ hình khơng xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).
Cán cân thương mại đồng biến với thu nhập quốc dân thực và chỉ số giá tiêu dùng của đối tác thương mại, nghịch biến với tỷ giá hối đoái thực đa phương và thu nhập quốc dân thực, chỉ số giá tiêu dùngvà quy mô vốn FDI trong nước.
· Khi tỷ giá hối đoái thực đa phương tăng 1% thì cán cân thương mại giảm
2.1544%;
· Khi thu nhập quốc dân thực trong nước tăng 1% thì cán cân thương mại giảm
0.1075%;
· Khi thu nhập quốc dân thực của đối tác thương mại tăng 1% thì cán cân
thương mại tăng 1.3075%;
· Khi chỉ số giá tiêu dùng của đối tác thương mại tăng 1% thì cán cân thương
mại tăng 1.1695%;
· Khi chỉ số giá tiêu dùng trong nước tăng 1% thì cán cân thương mại giảm
1.6164%;
Residual LnTB LnTBf
Hình 2.28 Đồ thị giá trị dự báo của mơ hình (4)
.2 .0 .3 -.2 .2 .1 -.4 .0 -.1 -.6 -.2 -.3 5 10 15 20 25 30 35 40 45
Phân tích đồng liên kết theo phương pháp Johasen
Do các biến số sử dụng trong mơ hình hồi quy đều khơng dừng nên có thể xảy ra khả năng các véc tơ đồng liên kết. Tác giả sử dụng phương pháp Johansen và Juselius (1990) để thực hiện kiểm định giả thuyết này. Với sự hỗ trợ của phần mềm thống kê Eviews, kết quả cho thấy cả hai kiểm định mà Johansen và Juselius (1990) đưa ra là kiểm định vết ma trận (Trace) và kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận (maximal eigenvalue) đều bác bỏ giả thuyết không tồn tại véc tơ đồng liên kết và khẳng định có tồn tại ít nhất một mối quan hệ đồng liên kết của các biến trong mơ hình. Như vậy, có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến lựa chọn trong mơ hình (3).