Biến ADF-statistic (độ trễ) P – value ết luận
D(LY) -3.891429 (3) 0.0313** Dừng D(LHK) -4.224568 (0) 0.0143** Dừng D(LK) -9.27708 (1) 0.0000* Dừng D(LLF) -3.724947(5) 0.0456** Dừng D(LEDY) -5.989118 (2) 0.0004* Dừng (Nguồn: tác giả tự tính tốn)
Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%.
4.1.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu
Sau khi phân tích kết quả của kiểm định nghiệm đơn vị, bước tiếp theo là tìm ra độ trễ tối ưu cho phân tích đồng liên kết, xác định cấu trúc độ trễ tối ưu của mơ hình, tức là số lượng độ trễ để có thể nắm bắt được chuỗi. Kết quả của hai tiêu chí khác nhau để lựa chọn độ trễ tối ưu được thể hiện trong Bảng 4.5. Cả thống kê SC và thống kê HQ đề nghị một độ trễ như độ trễ tối ưu (ở đây là 2).
Bảng 4.5 : Kết quả độ trễ tối ưu
Lag SC HQ 0 -2.32538 -2.50569 1 -12.1234 -13.2053 2 -14.93186* -16.91533* Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%
SC: Tiêu chuẩn thông tin Schwarz HQ: Tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn 4.2Kết quả kiểm định đồng liên kết.
Sau khi kiểm định tính dừng và độ trễ tối ưu bước tiếp theo là kiểm tra sự tồn tại của mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mơ hình. Nghiên cứu này áp dụng kiểm định của Johansen (1988), kiểm định đồng liên kết để xem xét liệu có tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết hay khơng.
Quy trình kiểm định đồng liên kết của Johansen chủ yếu tập trung để tìm ra số lượng vector đồng liên kết trong hệ thống. Nếu số lượng vector đồng liên kết r (0 ≤ r ≤ n) là 0, nó có ngụ ý rằng khơng có mối quan hệ lâu dài giữa các biến. Mặt khác, nếu có r vector đồng liên kết, nó cho thấy rằng có (n-r) xu hướng ngẫu nhiên trong các biến liên kết với nhau.
Bảng 4.6 :Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Trace)
Hypothesized No.
of CE(s) Eigenvalue StatisticTrace 0.05 CriticalValue Prob.**
None * 0.958321 167.3968 76.97277 0.0000*
At most 1 * 0.813942 94.30844 54.07904 0.0000*
At most 2 * 0.648422 55.62937 35.19275 0.0001*
At most 3 * 0.585789 31.58691 20.26184 0.0009*
At most 4 * 0.388575 11.31517 9.164546 0.0193**
Bảng 4.7 :Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Max-Eigen)
Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic 0.05 CriticalValue Prob.**
None * 0.958321 73.08838 34.80587 0.000*
At most 1 * 0.813942 38.67906 28.58808 0.0019*
At most 2 * 0.648422 24.04246 22.29962 0.0283**
At most 3 * 0.585789 20.27174 15.8921 0.0096*
At most 4 * 0.388575 11.31517 9.164546 0.0193**
Chỉ số Max-Eigen cho thấy có ít nhất 1 vector đồng liên kết trong mơ hình ở mức ý nghĩa 1%
Bảng 4.6 và 4.7 cho thấy các kết quả của kiểm định đồng liên kết Johansen dựa trên thống kê Trace và giá trị tối đa Eigenvalue tương ứng. Các kiểm định thống kê giúp đánh giá liệu có tồn tại một mối quan hệ lâu dài giữa LY, LH , L , LLF và LEDY. Cả hai thử nghiệm cho thấy mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mơ hình. Giả thuyết H0 của khơng có mối quan hệ đồng liên kết bị bác bỏ, các giả thuyết rằng ít nhất một vector đồng liên kết được chấp nhận bởi cả hai thử nghiệm ở mức ý nghĩa 1% . Kết quả của hai kiểm định cịn cho thấy có ít nhất 4 vector đồng liên kết trong mơ hình với mức ý nghĩa 5% .
Như vậy theo kết quả của kiểm định Johansen, có thể kết luận rằng có mối quan hệ dài hạn tồn tại giữa LY, LH , L , LLF và LEDY.
Bảng 4.8: Phương trình cân bằng dài hạn.
Independent
variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Constant -1.216557 9.095982 -0.133747 0.8949 Log (Human capital) -0.005866 0.110785 -0.052947 0.9583 Log (Capital stock) 0.840639* 0.027458 30.61584 0.0000 Log (Labour force) 0.446907 0.692542 0.645314 0.5257 Log (External debt as percentage of GDP) 0.178573* 0.03293 5.422867 0.0000
(Nguồn: tác giả tự tính tốn)
Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%
LY = -1.2165 – 0.0059LHK + 0.8406LK + 0.4469LLF + 0.1786LEDY
Từ kết quả thực nghiệm trong bảng 4.8 cho thấy nguồn nhân lực có tác động tiêu cực khác với kỳ vọng đến tăng trưởng kinh tế tuy nhiên tác động là rất nhỏ (-0.00587). Điều này có nghĩa là 1 phần trăm gia tăng trong chi tiêu giáo dục hàng năm (được sử dụng như đại diện cho nguồn nhân lực) dẫn đến làm giảm GNP khoảng 0.006 phần trăm. Tuy nhiên mối quan hệ này khơng có ý
nghĩa thống kê, nhưng cũng đáng để xem xét lý do tại sao nguồn nhân lực lại có ảnh hưởng không như mong đợi này. L.Pritchett (2000) đã lý giải ba nguyên nhân có thể dẫn đến ảnh hưởng khác nhau của nguồn nhân lực lên tăng trưởng kinh tế ở các nền kinh tế. Đầu tiên, đó là do các nhà uản lý có thể có uan điểm rằng tích lũy vốn cho giáo dục sẽ làm thấp tăng trưởng kinh tế. Thứ hai, có lẽ lợi nhuận biên của giáo dục đã giảm một cách nhanh chóng do cung vượt uá cầu. Thứ ba, chất lượng giáo dục có thể uá thấp dẫn đến không làm tăng kỹ năng và năng suất của người lao động. Ba điều này có thể dẫn tới việc nguồn nhân lực (đại diện bởi chi phí giáo dục hàng năm của chính phủ) có giá trị âm tuy rất nhỏ.
Kết quả cũng cho thấy một mối quan hệ tích cực giữa vốn và tăng trưởng kinh tế. Điều này phù hợp với nhận định chung rằng vốn là một yếu tố quan trọng của sản xuất do đó nó là tích cực liên uan đến tăng trưởng kinh tế. Vì vốn là một trong những yếu tố quyết định chính của GNP, do đó, theo ước tính nó có các tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả ở trên cũng đã cho thấy rõ điều này, vốn có ảnh hưởng rất đáng kể đến tăng trưởng kinh tế, cao nhất trong các biến với hệ số 0.84 , tức 1 phần trăm tăng vốn dẫn đến tăng GNP 0.84 phần trăm, ở ý nghĩa ở mức 1 phần trăm. Mối quan hệ này phù hợp với các lý thuyết kinh tế. Điều này cũng cho thấy sự khan hiếm vốn ở Việt Nam.
Lực lượng lao động cho thấy tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Tác động chỉ đứng sau vốn 0.44. Điều này có thể lý giải là do Việt Nam là một quốc gia có lực lượng người trong độ tuổi lao động lớn. Tuy chất lượng lao động chưa cao nhưng giá nhân công rẻ. Đây là một yếu tố thu hút các nguồn đầu tư nước ngoài. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hameed và cộng sự (2008), người đã tìm ra tác động tích cực của lực lượng lao động và tăng trưởng kinh tế ở Pakistan. Trong khi Wijeweera và cộng sự (2005), cũng đã
tìm thấy cùng một kết quả cho Srilanka. Tuy nhiên kết quả này khơng có ý nghĩa về mặt thống kê.
Nợ nước ngồi trong dài hạn có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm trong thay đổi của nợ nước ngoài làm tăng 0.17 phần trăm trong tăng trưởng kinh tế. Kết quả cũng có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 1 phần trăm. Kết quả tích cực giữa nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế tương đồng với kết quả nghiên cứu của Abu Baker và Hassan (2008) khi phân tích tác động của nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Malaysia. Điều này cũng chứng tỏ Việt Nam không bị ảnh hưởng của tình trạng nhơ nợ trong giai đoạn nghiên cứu.
Trong các biến, biến vốn và biến lực lượng lao động góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế trong nước nhiều nhất, sau đó là nợ nước ngồi trong giai đoạn nghiên cứu. Trong khi đó nguồn nhân lực cho ra một kết quả tiêu cực khá nhỏ và khơng có ý nghĩa thống kê ,kết quả của lực lượng lao động là khơng có ý nghĩa thống kê cịn vốn là nợ nước ngồi có ý nghĩa ở mức 1phần trăm.
4.3Kết quả kiểm định ngắn hạn
Phương trình kiểm tra động lực ngắn hạn có hai mục tiêu uan trọng. Thứ nhất, kết quả này thể hiện gánh nặng nợ của một quốc gia là lâu dài, có tính bền vững hay chỉ có tác động tạm thời. Nếu tác động này là có ý nghĩa cả trong dài hạn và ngắn hạn thì có thể nói rằng những thay đổi này vừa trong dài hạn vừa trong ngắn hạn. Cuối cùng, hệ số hiệu chỉnh sai số (Error Correction Term - ECT) cung cấp thông tin về tốc độ điều chỉnh một độ lệch từ cân bằng dài hạn. Kết quả ngắn hạn của mơ hình được mơ tả trong Bảng 4.9.
Bảng 4.9: Động lực trong ngắn hạn.
Independent
variable Coefficient S.E t-statistics
Error Corretion Term -1.429066 (0.44546) -3.20806**
Log (Human capital) 0.18556 (0.11317) 1.63972
Log (Capital stock) 0.114528 (0.09755) 1.17406
Log (Labour force) -2.057677 (0.85189) -2.41542**
Log (External debt as percentage of
GDP) -0.034453 (0.07676) -0.44882
(Nguồn: tác giả tự tính tốn)
Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%
Kết quả trong ngắn hạn có sự khác biệt so với những kết quả nhận được trong dài hạn. Kết quả chỉ ra rằng tác động của nguồn nhân lực và vốn là tích cực trong ngắn hạn. Tuy nhiên cả hai chỉ số này đều khơng có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, lực lượng lao động và nợ nước ngồi lại có tác động tiêu cực lên tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm tăng trong nợ nước ngoài làm giảm tăng trưởng kinh tế 0.03 phần trăm trong ngắn hạn,chỉ số này là khá nhỏ và lại khơng có ý nghĩa thống kê. Trong bốn chỉ số thì chỉ có lực lượng lao động là có ý nghĩa thống kê ở mức 5 phần trăm.
Trong ngắn hạn thì nguồn nhân lực cho thấy kết quả đối lập với kết quả trong dài hạn nhưng giống như các nghiên cứu trước đây, chỉ số này thể hiện mối quan hệ tích cực giữa nguồn nhân lực và tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm tăng trong nguồn nhân lực làm tăng 0.18 phần trăm tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên chỉ số này thì khơng có ý nghĩa thống kê .
Nguồn vốn vẫn cho thấy một tác động tích cực và khá lớn như đã được tìm thấy trong dài hạn. Tuy nhiên trong ngắn hạn kết quả khơng có ý nghĩa về mặt thống kê. Điều này cho thấy ảnh hưởng lớn của nguốn vốn đến tăng trưởng kinh tế như thế nào ở Việt Nam. Đây cũng là một định hướng cho những nhà hoạch định chính sách trong việc huy động nguồn vốn cho phát triển kinh tế.
Kết quả về ảnh hưởng của lực lượng lao động và nợ nước ngồi có thể cho một cái nhìn khác về ảnh hưởng của hai chỉ tiêu này đến tăng trưởng kinh tế. hác với trong dài hạn khi mà hai chỉ số này đóng góp một phần khá lớn, lực lượng lao động là 0. và nợ nước ngoài là 0.17 thì trong ngắn hạn, lực lượng lao động cũng cho một hệ số âm lớn là 2.01 cịn nợ nước ngồi là âm 0.03. Điều này cho thấy trong ngắn hạn Việt Nam đã xảy ra tình trạng nhơ nợ. Điều này có thể được giải thích là do khả năng uản lý nợ yếu kém của Việt Nam.
Sau khi xác định sự tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết, sự mất cân bằng có thể tồn tại trong ngắn hạn. Nếu mối quan hệ lâu dài giữa các biến khác nhau tồn tại thì một uá trình sửa lỗi cũng diễn ra. Hệ số sửa lỗi cung cấp thông tin về tốc độ điều chỉnh với cân bằng dài hạn sau một cú shock ngắn hạn. Tốc độ của hệ số điều chỉnh được tìm ra từ mơ hình. Sự điều chỉnh sai số ECT là lớn một cách đáng kể, cho thấy sự tồn tại của cơ chế điều chỉnh sai số và ngụ ý rằng các biến sau khi được lấy sai phân D(LY), D(LH ), D(L ), D(LLF) và D(LEDY) hội tụ về mối quan hệ cân bằng dài hạn. Tốc độ điều
chỉnh của sai số cân bằng gợi ý rằng nếu một cú sốc được đưa vào mơ hình 143% độ lệch là được hiệu chỉnh trong một năm. ECT là âm và có ý nghĩa với giá trị thống kê t cao 3.21, xác nhận việc tìm thấy một mối quan hệ đồng liên kết.
Hàm phản ứng đẩy
Hình 4.2 : Hàm phản ứng đẩy (IRFs)
Hàm phản ứng đẩy thể hiện phản ứng của GNP trước các cú sốc (chênh lệch giữa kết quả thực tế với kết quả từ mơ hình ) của nguồn nhân lực, vốn, lao động cũng như nợ nước ngoài. Kết quả trong 10 năm cho thấy ảnh hưởng của các cú sốc này khá mạnh và khá lâu dài tới tăng trưởng kinh tế.
Phân rã phương sai Cholesky
Bảng 4.10: Dự báo phân rã phương sai
Period S.E. LY LHK LK LLF LEDY
1 0.03491 100 0 0 0 0 2 0.06027 61.5747 8.09468 11.0108 1.72932 17.5906 3 0.08469 39.4084 7.11014 15.5155 9.9535 28.0125 4 0.10759 30.0992 6.64513 14.9965 15.8622 32.397 5 0.13577 24.4224 6.47195 12.9508 19.3211 36.8338 6 0.16437 20.2416 5.6689 11.2677 23.6146 39.2072 7 0.19492 17.364 5.02994 10.0809 27.2509 40.2742 8 0.22602 15.4608 4.38107 9.19931 30.2971 40.6618 9 0.25743 13.9974 3.78815 8.64244 33.0583 40.5136 10 0.2889 12.9539 3.31469 8.30758 35.2588 40.165 (Nguồn: tác giả tự tính tốn)
Kết quả phân rã phương sai trong bảng 4.10, cho ví dụ về một năm sau khi tác động, cú sốc có thể giải thích 17.6 phần trăm các biến động về tăng trưởng kinh tế. Do đó, cú sốc tạm thời của nợ có thể được coi như một động lực khá lớn của tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn. Một thực tế đáng chú ý nữa có thể thấy được từ kết quả này đó là trong cả khoảng thời gian khá dài biến nợ nước ngồi ln chiếm ưu thế so với các biến còn lại trong ảnh hưởng của nó tới tăng trưởng kinh tế. Chỉ số này không ngừng tăng từ 17.6 phần trăm cho tới 40 phần trăm.
Kiểm định nhân quả Granger.
Bảng 4.11 Kết quả kiểm định nhân quả Granger
Biến Chi-sq Bậc tựdo Prop.
D(LHK) 2.74572 2 0.2534 D(LK) 1.39809 2 0.4971 D(LLF) 7.27884 2 0.0263 D(LEDY) 3.02163 2 0.2207 All 19.5743 8 0.0121 (Nguồn: tác giả tự tính tốn)
Kết quả kiểm định nhân uả Granger nhằm kiểm định liệu có tồn tại mối quan hệ nhân uả giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc LY hay không. Kiểm định này được thực hiện bằng cách cố định các nhân tố khác và chỉ xem xét tác động giữa các biến cần xem xét.Kết quả cho thấy các biến trễ của biến độc lập có giải thích cho biến tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên chi có biến lực lượng lao động là có ý nghĩa thống kê.
5. Kết luận
Vốn là một trong những yếu tố quan trọng cho sự tăng trưởng và phát triển kinh tế của mỗi đất nước; trong đó vốn vay nước ngồi đã góp phần quan trọng thúc đẩy nhanh sự phát triển kinh tế - xã hội và rút ngắn khoảng cách ở một số nước nghèo với các nước giàu. Nhờ vốn vay nước ngoài mà một số nước đã đạt được nhiều thành công trong phát triển kinh tế trong thập kỷ gần đây như: Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia... Bên cạnh đó một số nước vay nợ nước ngồi đã khơng có tác động thúc đẩy tăng trưởng, mà ngược lại trở thành gánh nặng nợ và gây ra những hiểm hoạ, nguy cơ khủng hoảng vô cùng to lớn đối với đất nước và cả dân tộc như Hy Lạp, Ai Len, Bồ Đào Nha...
Vấn đề vay nợ nước ngoài và tác động của vay nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế là một vấn đề hết sức nóng bỏng và uan trọng. Nhiều nhà hoạch định chính sách coi việc này như là một trong những nguyên nhân gây ra khủng hoảng. Việt Nam cũng như nhiều nước đang phát triển đã và đang có chính sách sử dụng vốn nước ngoài nhằm đạt được các mục tiêu về phát triển và tăng trưởng kinh tế cao.Tuy nhiên, khủng hoảng tài chính của các nước đi trước đã đặt Việt Nam vào tình huống phải xem xét lại chính sách vay nợ của mình.Làm sao để huy động được tối đa nguồn lực bên ngoài để phát triển đất nước một cách an tồn, mà khơng gây khủng hoảng hoặc gánh nặng nợ cho nền kinh tế sau này.
Nghiên cứu đã cố gắng để kiểm tra tác động dài hạn và ngắn hạn của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong giai đoạn 1986- 2011, nghiên cứu này xem GNP như một hàm của chi phí giáo dục hàng năm