.15 .10 .05 .00 -.05 -.10 -.10 -.05 .00 .05 .10 .15 RESID Hình 4.2 Đồ thị phân tán phần dư
Nhìn vào đồ thị ta thấy khơng có xu hướng rõ rệt nào đối với phần dư mơ hình hồi quy, cũng như sự phân tán tương đối rải rác giữa giá trị phần dư và độ trễ của nó. Điều này củng cố cho giả thiết khơng có hiện tượng tư tương quan trong mơ hình.
4.3.3.2 Kiểm định Durbin-Watson
Trên kết quả hồi quy (bảng 4.2) ta thấy d = 2.426982 nằm trong khoảng từ 1 đến 3 cũng mang hàm ý mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan.
RE SID (-1)
4.3.3.3 Kiểm định Correlagram
Bảng 4.6 Kết quả kiểm định Correlagram
Dựa vào kết quả trên ta thấy giá trị Q-Stat tại độ trễ 1 = 2.4945 với p-value = 0.114 > 0.05 nên chấp nhận giả thiết khơng có tự tương quan bậc 1.
4.3.4 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình 4.3.4.1Kiểm định White
Bảng 4.7 Kiểm định White
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 3.889456 Probability 0.000368 Obs*R-squared 34.34132 Probability 0.007584
Giá trị p-value của Obs*R-squared là 0.007584 < 0.05 nên bác bỏ giả thiết mơ hình khơng có phương sai thay đổi
4.3.4.2 Kiểm định Breusch-Pagan
Bảng 4.8 Mơ hình hồi quy phụ hỗ trợ kiểm định Breusch-Pagan
Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares
Sample: 2000Q1 2012Q4 Included observations: 52
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(TOPEN) 0.000822 0.004829 0.170124 0.8657 LOG(KAOPEN2N) 0.002103 0.001847 1.138207 0.2615 LOG(FISVOL) 0.002338 0.000837 2.794413 0.0078 LOG(GDP) -0.021420 0.076678 -0.279355 0.7813 LOG(GDPPC) 0.021500 0.080779 0.266157 0.7914 LOG(INF) 0.090509 0.027448 3.297473 0.0020 LOG(MONVOL) -0.000546 0.001226 -0.445300 0.6584 LOG(RIRVOL) -0.003512 0.001303 -2.695630 0.0101 LOG(TOTVOL) -0.001158 0.001133 -1.021988 0.3126 C 0.380881 1.336240 0.285040 0.7770 40
R-squared 0.444423 Mean dependent var 0.003252 Adjusted R-squared 0.325370 S.D. dependent var 0.003573 S.E. of regression 0.002935 Akaike info criterion -8.653093 Sum squared resid 0.000362 Schwarz criterion -8.277854 Log likelihood 234.9804 F-statistic 3.733003 Durbin-Watson stat 2.567826 Prob(F-statistic) 0.001628
Kết quả hồi quy mơ hình 3.5 trong bảng 4.8 LM = 52*0.444423 = 23.109996
χ2(0.05,9) = 16.92
Như vậy, LM > χ2(0.05,9), do đó bác bỏ giả thiết khơng có phương sai thay đổi
4.3.5 Kiểm định phân phối chuẩn của chuỗi phần dư
Bảng 4.9 Thống kê mơ tả của chuỗi phần dư mơ hình hồi quy gốc
RESID Mean -1.20E-14 Median 0.001438 Maximum 0.127324 Minimum -0.09422 Std. Dev. 0.057585 Skewness 0.316921 Kurtosis 2.184068 Jarque-Bera 2.312918 Probability 0.314598 Sum -6.25E-13 Sum Sq. Dev. 0.169119 Observations 52 46
Dựa vào kết quả bảng 4.9 ta thấy giá trị kiểm định Jarque-Bera là 2.31 với p-value = 0.31 > 0.05 nên chấp nhận giả thiết H0 chuỗi phần dư này có phân phối chuẩn.
4.3.6 Kiểm định mối tương quan giữa sai số và các biến độc lập
Bảng 4.10 Ma trận hệ số tương quan và hiệp phương sai (rút gọn) giữa sai số và các biến còn lại
Hệ số tương quan Hiệp phương sai
RESID 1.000000 0.003252 LOG(TOPEN) 0.000000 0.000000 LOG(KAOPEN2N) 0.000000 0.000000 LOG(FISVOL) 0.000000 0.000000 LOG(GDP) 0.000000 0.000000 LOG(GDPPC) 0.000000 0.000000 LOG(INF) 0.000000 0.000000 LOG(MONVOL) 0.000000 0.000000 LOG(RIRVOL) 0.000000 0.000000 LOG(TOTVOL) 0.000000 0.000000 Nguồn: Kết quả tổng hợp từ bảng 4.11 và 4.12
Dựa vào các bảng 4.10, ta thấy hệ số tương quan giữa sai số và các biến là rất nhỏ (gần bằng 0), cũng như hiệp phương sai xấp xỉ 0. Kết quả này chỉ ra giả thiết khơng có mối quan hệ giữa sai số và các biến độc lập được chấp nhận, tức mơ hình khơng vi phạm giả định trên.
Ngồi ra, theo bảng 4.9 thì trung bình sai số cũng rất thấp (gần bằng 0), qua đó càng củng cố cho việc chấp nhận giả thiết trung bình có điều kiện của sai số bằng 0 (hàm ý khơng có mối liên hệ giữa sai số và biến độc lập)
Bảng 4.11 Ma trận hiệp phương sai giữa sai số và các biến còn lại
RESID TOPEN KAOPEN FISVOL GDP GDPPC INF MONVOL RIRVOL TOTVOL
RESID 0.003252 3.00E-15 -1.70E-14 -3.86E-14 4.08E-13 9.82E-15 8.59E-17 -4.28E-14 -3.72E-14 -2.81E-14 TOPEN 3.00E-15 0.28258 0.161396 0.073066 0.123432 0.101843 0.005783 -0.02472 0.10707 -0.00932 KAOPEN -1.70E-14 0.161396 0.183332 0.06583 0.080816 0.067834 0.002548 0.016207 0.088631 0.068666 FISVOL -3.86E-14 0.073066 0.06583 0.313235 0.037736 0.032802 0.004121 -0.00358 0.093543 0.003732 GDP 4.08E-13 0.123432 0.080816 0.037736 0.090847 0.079611 0.003039 -0.01292 0.047713 -0.00795 GDPPC 9.82E-15 0.101843 0.067834 0.032802 0.079611 0.070145 0.002607 -0.01084 0.039617 -0.00759 INF 8.59E-17 0.005783 0.002548 0.004121 0.003039 0.002607 0.000457 -0.00109 0.005169 -0.00095 MONVOL -4.28E-14 -0.02472 0.016207 -0.00358 -0.01292 -0.01084 -0.00109 0.139278 -0.04439 0.014286 RIRVOL -3.72E-14 0.10707 0.088631 0.093543 0.047713 0.039617 0.005169 -0.04439 0.199268 0.038544 TOTVOL -2.81E-14 -0.00932 0.068666 0.003732 -0.00795 -0.00759 -0.00095 0.014286 0.038544 0.202347 48
Bảng 4.12 Ma hiệp hệ số tương quan giữa sai số và các biến còn lại
RESID TOPEN KAOPEN FISVOL GDP GDPPC INF MONVOL RIRVOL TOTVOL
RESID 1 9.90E-14 -6.96E-13 -1.21E-12 2.38E-11 6.50E-13 7.05E-14 -2.01E-12 -1.46E-12 -1.10E-12 TOPEN 9.90E-14 1 0.709092 0.245589 0.770374 0.723375 0.5089 -0.12458 0.451209 -0.03896 KAOPEN -6.96E-13 0.709092 1 0.274707 0.626217 0.598179 0.278303 0.101423 0.463711 0.356511 FISVOL -1.21E-12 0.245589 0.274707 1 0.223698 0.221291 0.344446 -0.01712 0.37442 0.014825 GDP 2.38E-11 0.770374 0.626217 0.223698 1 0.997285 0.471553 -0.11487 0.354623 -0.05864 GDPPC 6.50E-13 0.723375 0.598179 0.221291 0.997285 1 0.460431 -0.10967 0.335096 -0.06368 INF 7.05E-14 0.5089 0.278303 0.344446 0.471553 0.460431 1 -0.13673 0.54163 -0.09891 MONVOL -2.01E-12 -0.12458 0.101423 -0.01712 -0.11487 -0.10967 -0.13673 1 -0.26643 0.085095 RIRVOL -1.46E-12 0.451209 0.463711 0.37442 0.354623 0.335096 0.54163 -0.26643 1 0.191951 TOTVOL -1.10E-12 -0.03896 0.356511 0.014825 -0.05864 -0.06368 -0.09891 0.085095 0.191951 1
Kết quả kiểm định Ramsey-Reset được mô tả trong bảng (4.9) và (4.10)
Bảng 4.13 Kiểm định Ramsey RESET với dạng bậc hai biến phụ thuộc Ramsey RESET Test:
F-statistic 0.162916 Probability 0.688583
Log likelihood ratio 0.206216 Probability 0.649749
Test Equation:
Dependent Variable: LOG(GROVOL) Method: Least Squares
Sample: 2000Q1 2012Q4 Included observations: 52
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(TOPEN) 0.007576 0.287514 0.026351 0.9791 LOG(KAOPEN2N) 0.003239 0.202313 0.016011 0.9873 LOG(FISVOL) 0.001358 0.055107 0.024647 0.9805 LOG(GDP) -0.102709 3.911830 -0.026256 0.9792 LOG(GDPPC) 0.105869 4.641236 0.022811 0.9819 LOG(INF) -0.054751 2.368233 -0.023119 0.9817 LOG(MONVOL) -0.003090 0.091308 -0.033838 0.9732 LOG(RIRVOL) -0.003637 0.096964 -0.037513 0.9703 LOG(TOTVOL) 0.001483 0.059899 0.024759 0.9804 C 1.173107 59.15112 0.019832 0.9843 FITTED^2 -0.389886 0.965952 -0.403629 0.6886
R-squared 0.714775 Mean dependent var -1.297671 Adjusted R-squared 0.645208 S.D. dependent var 0.107611
50
S.E. of regression 0.064098 Akaike info criterion -2.471409 Sum squared resid 0.168450 Schwarz criterion -2.058646 Log likelihood 75.25663 F-statistic 10.27462 Durbin-Watson stat 2.418173 Prob(F-statistic) 0.000000
Bảng 4.14 Kiểm định Ramsey RESET với dạng bậc hai và ba của biến phụ thuộc
Ramsey RESET Test:
F-statistic 0.989515 Probability 0.380673
Log likelihood ratio 2.511119 Probability 0.284916
Test Equation:
Dependent Variable: LOG(GROVOL) Method: Least Squares
Sample: 2000Q1 2012Q4 Included observations: 52
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(TOPEN) -6.199775 4.618971 -1.342241 0.1871 LOG(KAOPEN2N) -4.490321 3.343367 -1.343054 0.1868 LOG(FISVOL) -1.202608 0.895847 -1.342426 0.1870 LOG(GDP) 81.96121 61.07170 1.342049 0.1871 LOG(GDPPC) -98.58822 73.44387 -1.342362 0.1870 LOG(INF) 52.60625 39.18148 1.342631 0.1870 LOG(MONVOL) 2.045361 1.524065 1.342043 0.1872 LOG(RIRVOL) 2.202959 1.641646 1.341921 0.1872 LOG(TOTVOL) 1.103859 0.820878 1.344729 0.1863 C -1197.478 892.1608 -1.342222 0.1871 51
FITTED^2 -42.98124 31.64698 -1.358147 0.1820 FITTED^3 -11.16017 8.288637 -1.346442 0.1857
R-squared 0.727142 Mean dependent var -1.297671 Adjusted R-squared 0.652106 S.D. dependent var 0.107611 S.E. of regression 0.063472 Akaike info criterion -2.477272 Sum squared resid 0.161146 Schwarz criterion -2.026985 Log likelihood 76.40908 F-statistic 9.690562 Durbin-Watson stat 2.468489 Prob(F-statistic) 0.000000
Trong cả hai kiểm định trên, giá trị p-value đều cao hơn mức ý nghĩa (cụ thể là 0.649749 và 0.284916 đều lớn hơn 0.05), điều này đồng nghĩa với khả năng chấp nhận giả thiết rằng mơ hình khơng thiếu biến trọng yếu nào.
4.4 Điều chỉnh mơ hình
Thơng qua các kiểm định trên, mơ hình sử dụng trong bài khơng bỏ sót biến quan trọng nào cũng như không phát hiện được hiện tượng tự tương quan. Tuy vậy, vẫn tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến và phương sai thay đổi.
Để khắc phục hiện tượng đa cộng tuyến và phương sai thay đổi, các cách thường áp dụng là bỏ những biến có khả năng tác động đến những biến khác hoặc sử dụng sai phân đối với các biến.
Dựa vào bảng hệ số tương quan (bảng 4.4), tương quan giữa GDP và GDPPC là khá chặt chẽ, do đó nên loại một trong hai biến này, và do mối tương quan giữa GDP với những biến còn lại cao hơn nên việc bỏ biến GDP là hợp lý hơn.
Theo kết quả hồi quy phụ của TOPEN và KAOPEN với các biến cịn lại thì các biến INF và TOTVOL có tác động đến các biến giải thích chính ở mức ý nghĩa 10%, nên cũng có thể loại 02 biến này ra khỏi mơ hình.
Thực hiện một số kiểm định bỏ sót biến dựa trên các mơ hình hồi quy phụ trong đó cố định các biến chính và 02 biến kiểm soát (FISVOL và RIRVOL) rồi lần lượt cho thêm vào từng biến kiểm sốt cịn lại.
Sau đó, vẫn giữ cố định 05 biến, nhóm các biến dựa vào kết luận “thiếu biến” hoặc “không thiếu biến”, tiếp tục thực hiện kiểm định bỏ sót biến.
Bảng 4.15 Kết quả kiểm định Ramsey RESET cho các mơ hình phụ
p-value Kết luận
TOTVOL 0.046959 Thiếu biến
MONVOL 0.458382 Không thiếu biến
INF 0.093448 Thiếu biến
GDPPC 0.426829 Không thiếu biến
TOTVOL + INF 0.097796 Thiếu biến
MONVOL + GDPPC 0.930805 Không thiếu biến
Biến phụ thuộc vẫn là GROVOL, biến giải thích bao gồm TOPEN, KAOPEN, FISVOL, RIRVOL và thêm các biến ở cột 1. Kết quả được tóm tắt từ kết quả hồi quy trong phụ lục từ bảng 6a đến 6f.
Như vậy, việc có mặt các biến TOTVOL và INF vẫn làm cho mơ hình thiếu biến cần thiết trong khi khơng có 02 biến này lại khơng làm cho mơ hình thiếu biến.
Tóm lại, để điều chỉnh mơ hình phù hợp hơn thì việc bỏ các biến GDP, TOTVOL và INF là điều hợp lý và không gây ảnh hưởng quá lớn đến kết quả.
Phương trình hồi quy lúc này trở thành
LOG(GROVOL) = 0.02101646492*LOG(TOPEN) + 0.08048236965*LOG(KAOPEN) + 0.02391280971*LOG(FISVOL) - 0.06415798966*LOG(RIRVOL)
Bảng 4.16 Kết quả hồi quy mơ hình gốc sau điều chỉnh
Dependent Variable: LOG(GROVOL) Method: Least Squares
Sample: 2000Q1 2012Q4 Included observations: 52
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(TOPEN) 0.021016 0.028743 0.731186 0.4685 LOG(KAOPEN2N) 0.080482 0.032878 2.447904 0.0183 LOG(FISVOL) 0.023913 0.017327 1.380084 0.1744 LOG(RIRVOL) -0.064158 0.025312 -2.534697 0.0148 LOG(GDPPC) 0.220225 0.049675 4.433319 0.0001 LOG(MONVOL) -0.040579 0.026501 -1.531209 0.1327 C -4.616530 0.696030 -6.632655 0.0000
R-squared 0.687117 Mean dependent var -1.297671 Adjusted R-squared 0.645399 S.D. dependent var 0.107611 S.E. of regression 0.064081 Akaike info criterion -2.532702 Sum squared resid 0.184784 Schwarz criterion -2.270035 Log likelihood 72.85026 F-statistic 16.47059 Durbin-Watson stat 2.473418 Prob(F-statistic) 0.000000
Trong đó TOPEN vẫn có tác động dương đối với GROVOL nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê, cịn KAOPEN vẫn có tác động làm gia tăng GROVOL với mức ý nghĩa 5%, cụ thể là vào khoảng 0.057371 khi độ mở tài chính tăng gấp đơi4.
Phần lớn các giá trị thống kê khác không bị ảnh hưởng đáng kể, do đó mơ hình điều chính này có thể thay thế cho mơ hình ban đầu.
4.5 Kiểm định tính bền vững của mơ hình
Kết quả từ bảng 4.17 cho thấy các kết quả thu được vẫn tương tự dù có sự thay đổi trong cách xác định của biến phụ thuộc. Như vậy, có thể nói kết quả thu được từ mơ hình hồi quy vẫn tương đối ổn định, qua đó chấp nhận rằng mơ hình hồi quy này đưa ra kết quả khá vững chắc.
Bảng 4.17 Kết quả hồi quy phương trình gốc trước và sau sự thay đổi cách xác định biến phụ thuộc
Variable Coefficient Prob. Coefficient Prob.
LOG(TOPEN) 0.021217 0.4646 0.021016 0.4685 LOG(KAOPEN2N) 0.080935 0.0178 0.080482 0.0183 LOG(FISVOL) 0.024123 0.171 0.023913 0.1744 LOG(RIRVOL) -0.064863 0.0139 -0.064158 0.0148 LOG(GDPPC) 0.220344 0.0001 0.220225 0.0001 LOG(MONVOL) -0.041172 0.1276 -0.040579 0.1327 C -4.622004 0.000 -4.61653 0.000 R-squared 0.688009 0.687117
Cột 4 và cột 5 là hệ số ước lượng và p-value của thống kê t từ phương trình gốc Cột 2 và 3 là kết quả từ phương trình thay đổi cách xác định biến phụ thuộc. Kết quả được tóm tắt từ kết quả hồi quy trong phụ lục bảng 10 và 11
Bảng 4.18 Kết quả hồi quy phương trình gốc sau khi thay đổi cách xác định biến phụ thuộc
Dependent Variable: LOG(GROVOL2) Method: Least Squares
Date: 06/23/14 Time: 22:49 Sample: 2000Q1 2012Q4 Included observations: 52
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(TOPEN) 0.021217 0.028765 0.737608 0.4646 LOG(KAOPEN2N) 0.080935 0.032903 2.459773 0.0178 LOG(FISVOL) 0.024123 0.017340 1.391111 0.1710 LOG(RIRVOL) -0.064863 0.025331 -2.560577 0.0139 LOG(GDPPC) 0.220344 0.049713 4.432292 0.0001 LOG(MONVOL) -0.041172 0.026522 -1.552391 0.1276 C -4.622004 0.696569 -6.635390 0.0000
R-squared 0.688009 Mean dependent var -1.297582 Adjusted R-squared 0.646410 S.D. dependent var 0.107848 S.E. of regression 0.064130 Akaike info criterion -2.531157 Sum squared resid 0.185070 Schwarz criterion -2.268489 Log likelihood 72.81008 F-statistic 16.53916 Durbin-Watson stat 2.475701 Prob(F-statistic) 0.000000
4.6 Thảo luận về kết quả nghiên cứu
Từ kết quả của mơ hình hồi quy, ta có cái nhìn rõ hơn về mối quan hệ giữa độ mở thương mại cũng như độ mở tài chính với độ bất ổn tăng trưởng.
Bảng 4.19 Kết quả hồi quy biến phụ thuộc theo 02 biến giải thích chính
Dependent Variable: LOG(GROVOL) Method: Least Squares
Date: 06/24/14 Time: 10:57 Sample: 2000Q1 2012Q4 Included observations: 52
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LOG(TOPEN) 0.087616 0.029289 2.991474 0.0043 LOG(KAOPEN2N) 0.077319 0.036362 2.126351 0.0385
C -1.288097 0.082193 -15.67159 0.0000
R-squared 0.480034 Mean dependent var -1.297671 Adjusted R-squared 0.458810 S.D. dependent var 0.107611 S.E. of regression 0.079165 Akaike info criterion -2.178615 Sum squared resid 0.307084 Schwarz criterion -2.066043 Log likelihood 59.64399 F-statistic 22.61843 Durbin-Watson stat 1.861028 Prob(F-statistic) 0.000000
Bảng 4.19 thể hiện kết quả hồi quy GROVOL với chỉ 02 biến giải thích chính, chúng ta thấy rằng bỏ qua mơi trường vĩ mô cũng như tương tác với các biến khác, thì thực sự cả 2 biến độ mở đều có tác động làm tăng độ bất ổn tăng trưởng một cách có ý nghĩa. Tuy nhiên, khi đặt vào trong mối quan hệ với những biến vĩ mơ khác thì kết quả này cũng có sự thay đổi.
Đối với độ mở thương mại, xét trên lý thuyết, việc mở cửa giao thương với các nước khác giúp các quốc gia tránh gặp phải rủi ro từ một vài loại hàng hóa xuất khẩu hay một vài đối tác, giúp giảm mức dộ rủi ro nhờ đa dạng hóa, qua đó những bất ổn vĩ mơ có thể được hạn chế hơn. Mặt khác, độ mở thương mại có thể gia tăng độ bất ổn tăng trưởng thông qua tăng khả năng dễ bị tổn thương với các cú sốc từ bên ngồi cùng với việc tạo nên những mẫu hình chun mơn hóa, nhất là về xuất khẩu.
Kết quả từ mơ hình chỉ ra mối tương quan dương giữa độ mở thương mại và độ bất ổn tăng trưởng, tuy nhiên mối quan hệ này lại khơng có nhiều ý nghĩa về mặt thống kê. Như vậy, với một mức ý nghĩa thơng thường có thể kết luận độ mở thương mại khơng có tác động đáng kể đối với độ bất ổn tăng trưởng.
Có vẻ như đối với nền kinh tế Việt Nam, tác động tích cực và tiêu cực của độ mở thương mại đối với độ bất ổn tăng trưởng cân bằng lẫn nhau khiến cho không ảnh hưởng đáng kể đến độ bất ổn tăng trưởng. Và câu trả lời cho câu hỏi nghiên cứu (1a) là độ mở thương mại khơng có tác động đáng kể đến độ bất ổn tăng trưởng, dẫn đến khơng có câu trả lời cho câu hỏi nghiên cứu (2a)
Kết quả này gần giống với kết quả của Calderon and Schmidt-Hebbel (2008), với kết quả là tương quan âm giữa 02 biến này nhưng cũng khơng có ý nghĩa thống kê. Ngồi ra, Calderon and Schmidt-Hebbel (2008) cịn cho rằng các quốc gia có mức độ tập trung sản xuất và xuất khẩu thấp thì có xu hướng ổn định độ bất ổn hơn là các quốc gia khác.
Bảng 4.20 thể hiện mức độ đa dạng hóa xuất khẩu của Việt Nam giai đoạn 2000-