CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ
4.3. Kiểm định hồi quy ARDL
Các kết quả thực nghiệm của mơ hình dài hạn được trình bày tại Bảng 4.4. Trong số các biến số tác động đến cán cân thương mại, chỉ mỗi biến tỷ giá là không có ý nghĩa thống kê. Nói cách khác, chúng ta khơng đủ bằng chứng để kết luận về vai trị của tỷ giá thực lên cán cân thương mại Việt Nam trong dài hạn. Nhận định trên trái ngược với nhiều nghiên cứu trước đây tại Việt Nam như Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013), Đỗ Thị Mỹ Hương và Đặng Thị Xuân Thơm (2018). Các nghiên cứu trên đều tìm thấy bằng chứng ủng hộ điều kiện ML tại Việt Nam trong dài hạn. Tuy nhiên, cũng có những nghiên cứu khác như Tô Trung Thành (2016), Duasa
(2007) cũng khơng tìm thấy bằng chứng về tác động của tỷ giá lên cán cân thương mại. Do đó, chính sách tỷ giá khơng phát huy được tính hiệu quả trong trường hợp của Việt Nam. Sự khác biệt trong kết quả nghiên cứu có thể xuất phát từ chuỗi thời gian nghiên cứu cũng như sự khác biệt trong vectơ biến giải thích.
Ngoài ra, nhiều lý thuyết chỉ ra sự gia tăng thu nhập nội địa làm tăng nhu cầu hấp thụ trong nước và do đó sẽ tăng nhập khẩu. Điều này có thể làm suy giảm cán cân thương mại trong dài hạn, trừ khi sản xuất và năng suất tăng nhiều hơn so với sự tăng trưởng của sự hấp thụ (phương pháp hấp thụ cán cân thương mại). Tuy nhiên, ngược với nghiên cứu trước đây như của Tô Trung Thành (2016), kết quả thực nghiệm lại cho thấy biến thu nhập nội địa tác động cùng chiều lên cán cân thương mại. Cụ thể, khi thu nhập nội địa tăng 1%, cán cân thương mại dài hạn của Việt Nam tăng xấp xỉ 4,82%. Tuy nhiên, Lê Hoàng Phong và Đặng Thị Bạch Vân (2016), Shawa và Shen (2013), Waliullah và cộng sự (2010) cũng khám phá mối quan hệ cùng chiều dài hạn giữa thu nhập trong nước và cán cân thương mại.
Mặt khác, khi cung tiền trong nước vượt quá cầu tiền thực, người dân nắm giữ nhiều tiền hơn mong muốn. Trong chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt, lãi suất sẽ thấp hơn lãi suất cân bằng (lãi suất tại giao điểm cung tiền thực trong nước và cầu tiền). Điều này gây ra sự định giá cao của đồng nội tệ và do đó, khuyến kích nhập khẩu hàng hóa và dịch vụ, trong khi xuất khẩu bị hạn chế. Mặt khác, nếu chế độ tỷ giá hối đoái là cố định, khi cung tiền lớn hơn cầu tiền thực, tiền sẽ chảy ra. Kết quả là tình trạng cán cân thương mại xấu đi. Trong cả hai trường hợp tăng cung tiền sẽ làm tăng thêm tình hình thâm hụt thương mại. Kết luận trên được xác nhận bởi kết quả thực nghiệm, cụ thể, từ kết quả Bảng 4.4, theo sau sự gia tăng 1% trong cung tiền, cán cân thương mại Việt Nam giảm xấp xỉ 0,85% trong dài hạn, ủng hộ các nghiên cứu trước đây như Lê Hoàng Phong và Đặng Thị Bạch Vân (2016), Waliullah và cộng sự (2010), Duasa (2007).
Bảng 4.4
Kết quả ước lượng dài hạn của mơ hình ARDL(1,0,0,3,3,1,0) với biến phụ thuộc là LnTB.
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t Xác suất
LnY 4,827709** 1,951828 2,473430 0,0165 LnEX 0,094863 0,426779 0,222276 0,8249 LnOIL 0,178071** 0,087516 2,034729 0,0467 LnYF –4,803673* 2,491900 –1,927715 0,0591 LnM –0,853755*** 0,270903 –3,151517 0,0026 LnCPI 5,899877*** 2,042876 2,888024 0,0055 Hằng số –20,00070*** 7,284960 –2,745479 0,0081
Ghi chú: ***, ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%. Nguồn : Tính tốn của tác giả.
Thêm nữa, kết quả nghiên cứu còn xác nhận mối quan hệ cùng chiều giữa giá dầu và cán cân thương mại Việt Nam trong dài hạn, trái ngược với nghiên cứu trước đây của Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2013), Hassan và Zaman (2012), Lê Việt Trung và Nguyễn Thị Thúy Vinh (2011). Theo đó, 1% gia tăng trong giá dầu làm cải thiện cán cân thương mại Việt Nam gần 0,178%. Như đã đề cập, phản ứng của một quốc gia trước cú sốc giá dầu còn tùy thuộc vào số lượng hàng nhập khẩu ở quốc gia đó, vị thế tài khoản vãng lai, quản lý kiểm soát nhu cầu trong nước, khả năng của quốc gia tìm kiếm nguồn năng lượng khác thay thế dầu. Việt Nam là quốc gia có trữ lượng dầu tương đối lớn, có khả năng lọc dầu với quy mơ nhỏ, điều đó làm Việt Nam có khả năng tự chủ năng lượng và hạn chế nhập khẩu dầu quá mức khi có các cú sốc giá dầu xảy ra. Khi giá dầu trên thị trường có sự thay đổi đột ngột, các chính sách quản lý cầu trong nước thích hợp làm nhu cầu của người dân giảm xuống, hạn chế những tác hại xấu cho nền kinh tế và cán cân thương mại. Và cuối cùng, lạm phát cũng là nhân tố dài hạn quan trọng quyết định tình trạng cán cân thương mại, 1% gia tăng trong lạm phát tác động tích cực, với mức độ là 5,899% lên cán cân thương mại Việt Nam.
Các kết quả của mơ hình sai số hiệu chỉnh cho cán cân thương mại được trình bày tại Bảng 4.5 bên dưới. Một lần nữa, từ kết quả ước lượng mơ hình ECM, tác động của tỷ giá lên cán cân thương mại trong ngắn hạn khơng có ý nghĩa thống kê. Điều này đồng nghĩa, tác giả không phát hiện được sự tồn tại của đường cong J cả trong ngắn hạn và dài hạn, tương tự nghiên cứu trước đây của Nguyễn Hữu Tuấn và cộng sự (2014). Bên cạnh đó, thu nhập nội địa tác động cùng chiều đến cán cân thương mại, và tác động này có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%; do đó, kết quả khơng ủng hộ quan điểm Keynesian (thu nhập nội địa tăng khuyến khích người dân mua hàng hóa nhập khẩu nhiều hơn, và do đó, làm suy thối cán cân thương mại).
Bảng 4.5
Kết quả ước lượng ngắn hạn với biến phụ thuộc là ∆LnTB.
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Tỷ số t Xác suất
∆LnY 2,340653** 0,887939 2,636053 0,0109 ∆LnEX 0,045993 0,208111 0,221001 0,8259 ∆LnOIL –0,001631 0,055041 –0,029628 0,9765 ∆LnOILt−1 –0,074497 0,071364 –1,043906 0,3011 ∆LnOILt−2 –0,089218 0,056582 –1,576777 0,1206 ∆LnYF –3,603029** 1,525316 –2,362152 0,0217 ∆LnYFt−1 –4,140577** 2,059685 –2,010296 0,0493 ∆LnYFt−2 5,021853*** 1,370700 3,663713 0,0006 ∆LnM 0,052851 0,192527 0,274511 0,7847 ∆LnCPI 2,860480*** 0,921637 3,103696 0,0030 ECTt−1 –0,484837*** 0,086802 –5,585565 0,0000
Ghi chú: ***, ** và * biểu diễn mức ý nghĩa thống kê 1%, 5% và 10%. Nguồn : Tính tốn của tác giả.
Ngoài ra, nghiên cứu này cũng tìm ra được mối tương quan ngắn hạn cùng chiều giữa lạm phát và cán cân thương mại. Thu nhập nước ngoài lại thể hiện tác động ngắn hạn không thống nhất. Trong ngắn hạn, thu nhập nước ngoài tác động ngược chiều đến cán cân thương mại, tương tự kết quả trong dài hạn; tuy vậy, cần
có một thời gian sau vài quý, biến thu nhập nước ngoài lại tác động cùng. Tuy nhiên, nghiên cứu này khơng tìm thấy tác động đáng kể nào của cung tiền lẫn giá dầu trong ngắn hạn lên cán cân thương mại của Việt Nam.
Mức ý nghĩa của số hạng sai số hiệu chỉnh (ECT) cho thấy bằng chứng về mối quan hệ nhân quả ít nhất một hướng. Cụm biến trễ sai số hiệu chỉnh (ECTt-1) là âm và có ý nghĩa tại mức ý nghĩa 1%. Hệ số –0,484837cho thấy tỷ lệ hội tụ về trạng thái cân bằng cao, hàm ý rằng độ lệch từ trạng thái cân bằng dài hạn được điều chỉnh 48,4837% mỗi quý.
4.4 Kiểm định chẩn đoán Bảng 4.6 Bảng 4.6
Kiểm định chẩn đoán.
Kiểm định Giá trị thống kê P-value
Tương quan chuỗi (Serial correlation LM) 0,196228 0,8224 Phương sai sai số thay đổi (Heteroskedasticity) 0,738335 0,7272
Phân phối chuẩn (Normality test) 0,799434 0,6705
Dạng hàm (Functional Form) 3,405486* 0,0705
Nguồn : Tính tốn của tác giả.
Bảng 4.6 thể hiện các kết quả của các kiểm định chẩn đốn của mơ hình, gồm kiểm định phương sai thay đổi, dạng hàm, tương quan chuỗi, và phân phối chuẩn. Kết quả chạy ra chứng tỏ các giả thuyết H0 hầu hết đều không thể bị bác bỏ tại mức ý nghĩa 10%, ngoại trừ kiểm định dạng hàm (RESET test).Do đó, chúng ta có đủ cơ sở để khẳng định sụ phù hợp của mơ hình.
Cuối cùng, thơng qua kiểm định tổng tích lũy phần dư (CUSUM) và tổng tích lũy hiệu chỉnh của phần dư (CUSUMSQ), độ ổn định của mơ hình đã được xem xét. Hình 4.1 bên dưới đã trình bày kết quả của kiểm định, trong đó, đường CUSUM và CUSUMSQ là đường liền nét và đều nằm trong dải tiêu chuẩn (đường nét đứt) tại
mức ý nghĩa 5%. Vì vậy, ta kết luận rằng các hệ số ước lượng của mơ hình đều ổn định. -40 -20 0 20 40 04 06 08 10 12 14 16 CUSUM 5% Significance -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 04 06 08 10 12 14 16 CUSUM of Squares 5% Significance
Hình 4.1. Kết quả kiểm định tính ổn định của hệ số ước lượng.
Nguồn : Tính tốn của tác giả.