Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
ECTG(-1) -1.128950 0.236821 -4.767096 0.0000 D(LTBG(-1)) 0.506886 0.194893 2.600845 0.0125 D(LTBG(-2)) 0.265609 0.176084 1.508424 0.1384 D(LTBG(-3)) 0.173234 0.141991 1.220040 0.2288 D(LTBG(-4)) -0.104118 0.131375 -0.792525 0.4322 D(LGDPVN(-1)) 0.181534 0.934105 0.194340 0.8468 D(LGDPVN(-2)) 0.386233 0.918030 0.420719 0.6760 D(LGDPVN(-3)) 0.342710 0.941527 0.363994 0.7176 D(LGDPVN(-4)) 0.502989 0.962888 0.522375 0.6040 D(LGDPW(-1)) -0.109392 0.218841 -0.499870 0.6196 D(LGDPW(-2)) -0.168123 0.208989 -0.804456 0.4254 D(LGDPW(-3)) 0.312099 0.203759 1.531703 0.1326 D(LGDPW(-4)) 0.059276 0.182176 0.325378 0.7464 D(LREER(-1)) 1.129754 0.884554 1.277203 0.2000 D(LREER(-2)) 0.835062 0.976547 0.855117 0.3970 D(LREER(-3)) 0.920286 0.963034 0.955611 0.3444
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(LREER(-4)) 0.777997 0.927248 0.839039 0.4059
C -0.027711 0.029670 -0.933973 0.3553
Adjusted R-squared 0.561743 Prob(F-statistic) 0.000436
Dựa vào bảng hệ số hồi quy cho cán cân thương mại, trong ngắn hạn, các hệ số hồi quy của biến D(LREER) đều khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%. Nhưng ta thấy ít nhất một biến D(LREER(-1)) có hệ số hồi quy bác bỏ mức ý nghĩa 20%. Để xét trong ngắn hạn biến tỷ giá hối đối có tác động đến cán cân thương mại
khơng, tác giả sử dụng kiểm định Wald với giả thuyết H0: các hệ số hồi quy C(14) = C(15) = C(16) = C(17) = 0.
Dựa vào bảng phụ lục kiểm định Wald cho các biến trên cho phép tác giả bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa 20%. Tức là trong ngắn hạn biến REER với các độ trễ có tác động lên cán cân thương mại. Điều này gợi ý rằng có tồn tại của đường cong J đối với cán cân thương mại ở Việt Nam với mức ý nghĩa 20%.
Từ kết quả, cho thấy một điều nữa đó là trong ngắn hạn phần thu nhập của thế giới có các hệ số hồi quy đều khơng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%. Kết quả kiểm định Wall chấp nhận giả thuyết H0: C(10) = C(11) = C(12) = C(13) = 0 với
mức ý nghĩa 10%. Điều này được dự đoán trước và cho thấy rằng trong ngắn hạn cán
cân thương mại không bị ảnh hưởng bởi thu nhập của thế giới. Điều này được cho là bản chất ít co giãn của một số mặt hàng Việt Nam nhập về.
Thu nhập quốc nội cũng có các hệ số hồi quy khơng mang ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%. Tuy nhiên khi tác giả thực hiện kiểm định Wald cho tổ hợp biến thu nhập quốc nội trong mơ hình thì bác bỏ giả thuyết H0 : C(6) = C(7) = C(8) = C(9) = 0
mức ý nghĩa 1%, cho thấy rằng trong ngắn hạn biến thu nhập quốc nội có ảnh hưởng tích cực trong việc cải thiện cán cân thương mại.
Xem xét biến LTBg với các độ trễ, hệ số hồi quy của biến LTBg với độ trễ 1 kỳ có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 5% và biến LTBg trễ 2 kỳ có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 20%. Các hệ số hồi quy mang giá trị dương, điều này cho thấy sự thay đổi của cán cân thương mại với trễ 1 kỳ và trễ 2 kỳ có tác động cùng chiều lên cán cân thương mại.
Tác giả thực hiện kiểm định Wald với giả thuyết H0: các hệ số hồi quy C(2) = C(3) = C(4) = C(5) = 0 cho tổ hợp các biến TBg với các độ trễ, kết quả cho thấy bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa 5%, nghĩa là trong ngắn hạn biến TBg với các độ trễ có ảnh hưởng đến cán cân thương mại khu vự hàng hóa. Từ kết quả trên, tác giả kết luận có sự tác động cùng chiều của biến TBg với các độ trễ với cán cân thương mại trong ngắn hạn.
Tuy nhiên việc tìm ra ảnh hưởng ngắn hạn không củng cố triệt để sự tồn tại của đường cong J. Để chứng tỏ chắc rằng sự tồn tại của đường cong J, tác giả xem xét trong dài hạn xem xét mối quan hệ giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái thực tế.
Tuy hệ số trong dài hạn không quan trọng về mặt thống kê ở mức độ thông thường. Nhưng ở đây hệ số trong dài hạn vẫn được chú ý để khẳng định sự tồn tại của đường cong J. Theo kết quả hệ số hồi quy C(1) ứng với biến ECTg(-1) có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% và mang giá trị -1,129. Điều này chứng tỏ rằng sự tương quan giữa cán cân thương mại và tỷ giá hối đoái thực trong dài hạn của Việt Nam là nghịch biến. Điều này là điều mà tác giả kỳ vọng vì khi tỷ giá hối đoái tăng thêm hay là VNĐ được định giá thấp hơn, giá trị nhập khẩu sẽ tăng thêm, điều này làm xấu đi cán cân thanh tốn. Thêm vào đó hệ số tự điều chỉnh sai số C(1) = -1,129, cho thấy rằng sau biến động, cán cân thương mại nhanh chóng tiến về vị trí cân bằng và khoảng 112,9% độ lệch được hiệu chỉnh trong một quý.
4.2Ước lượng mơ hình cho thành phần cán cân dịch vụ
Ước lượng mơ hình (3.4) cho thành phần cán cân dịch vụ với độ trễ tối ưu là 4 và có một mối liên kết giữa các biến và mơ hình được viết lại như sau:
D(LTBS) = C(1) * ( LTBS(-1) + 1.147118604 * LGDPVN(-1) - 0.2273933327 * LGDPW(-1) - 2.150367222 * LREER(-1) + 0.4111658458) + C(2) * D(LTBS(-1)) + C(3) * D(LTBS(-2)) + C(4) * D(LTBS(-3)) + C(5) * D(LTBS(-4)) + C(6) *
40
D(LGDPVN(-1)) + C(7) * D(LGDPVN(-2)) + C(8) * D(LGDPVN(-3)) + C(9) * D(LGDPVN(-4)) + C(10) * D(LGDPW(-1)) + C(11) * D(LGDPW(-2)) + C(12) * D(LGDPW(-3)) + C(13) * D(LGDPW(-4)) + C(14) * D(LREER(-1)) + C(15) * D(LREER(-2)) + C(16) * D(LREER(-3)) + C(17) * D(LREER(-4)) + C(18)
Mơ hình trên cho thấy tác động ngắn hạn và dài hạn của hiệu ứng đường cong J đến cán cân dịch vụ. Tương tự trong mơ hình cán cân thương mại. Trong ngắn hạn, để xét xem biến tỷ giá (LREER) có tác động lên cán cân dịch vụ, tác giả tiếp tục sử dụng kiểm định Wall kiểm định giả thuyết H0: C(14) = C(15) = C(16) = C(17) = 0. Nếu giả thuyết H0 bị bác bỏ thì trong ngắn hạn biến tỷ giá có tác động đến cán dịch vụ. Qua đó tác giả kết luận có tồn tại hiệu ứng đường cong J đối vối cán cân dịch vụ. Tương tự nếu giả thuyết H0: C(10) = C(11) = C(12) = C(13) = 0 và giả thuyết H0: C(6) = C(7) = C(8) = C(9) = 0 bị bác bỏ thì trong ngắn hạn biến LGDPW và biến LGDPvn có tác động đến cán cân dịch vụ. Ngồi ra tác giả cịn xét xem nội tại biến LTBs có tác động đến chính nó khơng tác giả thực hiện kiểm định Wall với giả thuyết H0: C(2) = C(3) = C(4) = C(5) = 0. Hệ số hồi quy C(1) có ý nghĩa thống kê sẽ cho thấy tác động của hiệu ứng đường cong J lên cán cân dịch vụ trong dài hạn.