1.1 .1Bộ ba bất khả thi
3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
3.1 Ước lượng hệ số vơ hiệu hóa dịng vốn thơng qua thay đổi của tài sản tín dụng
3.1.6 Kiểm định hệ số xác định R2 của mơ hình
hợp hay không.
Giả thuyết Ho: R2 = 0 (mơ hình hồn tồn khơng phù hợp với mẫu nghiên cứu) H1: R2 ≠ 0 (mơ hình ph hợp với mẫu nghiên cứu)
Với độ tin cậy là (1- α), α = 5%
Từ kết quả hồi quy bảng 3.1.5, giá trị F của mơ hình là 14.85 và F tra bảng với mức ý nghĩa α = 5%, bậc tự do (3-1, 51-3) là 3,19
Vì F mơ hình > F tra bảng nên ta bác bỏ Ho điều này có nghĩa là mơ hình thực sự phù hợp với mẫu nghiên cứu.
3.2 Ƣớc lƣợng hệ số vơ hiệu hóa thơng qua sự thay đổi của tài sản tín dụng nội địa ròng dựa trên lƣợng tiền dự trữ (DC/RM) còn chịu sự tác động tiềm ẩn của lạm phát và cán cân vãng lai
3.2.1 Kiểm định tính chuẩn của sai số trong hồi quy để đảm bảo giả thiết thứ 6 của phƣơng pháp OLS
Giả thuyết Ho: phần dư có phân phối chuẩn H1: phần dư khơng có phân phối chuẩn Với độ tin cậy là (1- α), α = 5%
Bảng 3.2.1 Kiểm định tính chuẩn của sai số trong hồi quy
Từ kết quả, p-value của mơ hình là 0.2642 > α = 0.05 nên ta chấp nhận Ho, điều này có nghĩa là sai số của mơ hình có phân phối chuẩn phù hợp với giả thiết thứ 6 của phương pháp OLS.
3.2.2 Kiểm định giả thiết về sự không tƣơng quan giữa các biến độc lập bị vi phạm hay không (kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến)
Bảng 3.2.2 Kiểm định hiện tƣợng đa cộng tuyến
Skewness/Kurtosis tests for Normality
Variable Obs Pr(Skewness) Pr(Kurtosis) adj chi2(2) Prob>chi2 phandu 51 0.1125 0.9503 2.66 0.2642
VIF
Variable VIF 1/VIF ∆FR/RM 1.01 0.988813 ∆GDP 1.05 0.948695 INFL 1.11 0.901784 ∆CA 1.07 0. 937105 Mean VIF 1.06
Tác giả xem xét hệ số VIF, nếu hệ số VIF >= 10 có nghĩa là có sự tương quan cao giữa các biến trong mơ hình. Nếu hệ số VIF < 10 và VIF >1, mức độ đa cộng tuyến của các biến không nghiêm trọng. Theo kết quả giá trị tuyệt đối của các hệ số tương quan giữa các biến lớn nhất trong mơ hình là 1.11 vì vậy mức độ đa cộng tuyến rất thấp nên không ảnh hưởng đến việc ước lượng của mơ hình.
3.2.3 Kiểm định giả thuyết về sự thay đổi của phƣơng sai sai số bị vi phạm (hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi). Dùng Breusch – Pagantest
Giả thuyết Ho: chưa phát hiện phương sai thay đổi H1: có hiện tượng phương sai thay đổi
Với độ tin cậy là (1- α), α = 5%
Bảng 3.2.3 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi estat hottest
Ho: Constant variance
Variables: fitted values of ∆DC/RM chi2(1) = 2.01
Prob > chi2 = 0.1567
Vì giá trị p-value = 0.1567 > α = 0.05 nên tác giả chấp nhận H0, có nghĩa là chưa phát hiện phương sai thay đổi.
3.2.4 Kiểm định giả thuyết về sự tƣơng quan của các sai số bị vi phạm (hiện tƣợng tự tƣơng quan). Kiểm định Durbin – waston
Bảng 3.2.4 Kiểm định Durbin – Waston
estat dwatson
Durbin-Watson d-statistic( 5, 51) = 2.39517
Tra bảng Durbin waston với n =51, k = 5-1=4, α = 0.05: ta có DL = 1.206 và DU = 1.537
Ta thấy giá trị chỉ số Durbin Waston của mơ hình là 2.39517
DU = 1.537 < D = 2,39517 < 4 - DU = 2, 463 nên kết luận khơng có tự tương quan bậc nhất
3.2.5 Hồi quy mô hình theo phƣơng pháp bình phƣơng bé nhất OLS.
Bảng 3.2.5 Kết quả hồi quy biến phụ thuộc ∆DC/RM theo bốn biến độc lập ∆FR/RM, ∆GDP, INFL và ∆CA
Regress ∆DC/RM ∆FR/RM ∆GDP INFL ∆CA
Source SS Df MS Number of obs = 51 Model 0.143965759 4 0.03599144 F( 4, 46) = 7.35 Residual 0.225122397 46 0.00489396 Prob > F = 0.0001 Total 0.369088156 50 0.007381763 R-squared = 0.3901 Adj R-squared= 0.3370 Root MSE = 0.06996 ∆DC/RM Coef. Std. Err. T P>|t| [95% Conf. Interval] ∆FR/RM -0.7566597 0.1460044 -5.18 0.000 -1.050551 -0.4627681 ∆GDP 0.0145743 0.0078975 1.85 0.071 -0.0013226 0.0304712 INFL 0.000469 0.0015026 0.31 0.756 -0.0025555 0.0034935 ∆CA 0.0006645 0.0011007 0.60 0.549 -0.0015512 0.0028801 _cons -0.0638782 0.0595875 -1.07 0.289 -0.1838216 0.0560653
Từ kết quả hồi quy, phương trình của mơ hình có dạng như sau:
DC/RM = - 0,0638782 – 0,7566597 * FR/RM + 0,0145743 * GDP + 0.000469 *
INFL + 0.0006645 * CA + e
Kết quả hồi quy cho thấy hệ số 3 = 0.000469 tương tự như sự thay đổi trong GDP, chỉ số lạm phát INFL có tác động khơng lớn với mức độ phản ứng vơ hiệu hóa tuy nhiên nó khơng có ý nghĩa thống kê. Hệ số 4 = 0.0006645 cho thấy thay đổi trong tài khoản vãng lai tác động cùng chiều lên tài sản tín dụng nội địa. Điều này khơng phù hợp với giả thuyết và các nghiên cứu trước đó. Ta thấy cán cân thanh toán trong những năm gần đây có những chuyển biến khá tích cực nhưng vẫn còn thâm hụt và thành phần quan trọng nhất là cán cân vãng lai vẫn còn âm nên chúng ta vẫn chưa đến mức cần một chính sách vơ hiệu hóa các dịng vào.
Kết quả hồi quy sau khi thêm hai biến lạm phát và cán cân vãng lai khơng thay đổi gì đáng kể so với mơ hình hồi quy ban đầu. Đồng th i, hai biến lạm phát và cán cân vãng lai khơng có ý nghĩa thống kê trong mơ hình này. Do đó tác giả thực hiện kiểm định hệ số hồi quy của hai biến này để xem xét hai biến này có thực sự tác động đến biến phụ thuộc DC/RM không.