PHẦN 2 PHƯƠNG PHÁP, MƠ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU
3.3 Mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM)
Theo Granger (1983 và 1986) khái niệm cân bằng dài hạn chỉ định sự tương đương về mặt thống kê của đồng liên kết. Khi có đồng liên kết và khi có một cú sốc bất kỳ xảy ra gây ra sự mất bằng thì sẽ tồn tại quá trình điều chỉnh động ngắn hạn như cơ chế hiệu chỉnh sai số. Cơ chế này sẽ đưa hệ thống trở lại cân bằng dài hạn. Thực tế cho thấy, đồng liên kết hàm ý sự tồn tại dạng hàm hiệu chỉnh sai số động trong xem xét quan hệ giữa các biến, do vậy mơ hình ECM được sử dụng trong ước lượng sẽ
cho phép xác định cân bằng dài hạn từ sự vận động ngắn hạn được xác định từ dữ
Kết quả kiểm định đơn vị cho thấy hầu hết các biến là chuỗi dừng ở sai phân bậc một I(1), và có tồn tại đồng liên kết giữa các biến trong mơ hình (c) nên ta có thể sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM), để tính tốn mức độ tác động của các nhân tố đến biến động của tăng trưởng kinh tế và xác định mức chênh lệch trong ngắn hạn so với mức cân bằng dài hạn của chỉ số tăng trưởng kinh tế.
Bảng 3.3.1: Kết quả hồi quy mô hình ECM1 2 bước trễ Biến phụ thuộc = D(GDP,2) BIẾN HỆ SỐ SAI SỐ CHUẨN THỐNG KÊ T GIÁ TRỊ P_VALUE D(GDP(-1)) -0.035718 0.026032 -1.372113 0.1951 D(GDP(-1),2) -0.435549 0.300291 -1.450425 0.1726 D(GDP(-2),2) -0.310530 0.240814 -1.289498 0.2215 D(EXD(-1),2) 0.001481 0.037470 0.039515 0.9691 D(EXD(-2),2) -0.000531 0.017438 -0.030422 0.9762 D(EXD/X(-1),2) -0.010496 0.014755 -0.711386 0.4904 D(EXD/X(-2),2) -0.000361 0.008647 -0.041738 0.9674 D(INF(-1),2) -0.026630 0.032053 -0.830813 0.4223 D(INF(-2),2) -0.000821 0.014882 -0.055134 0.9569 ECM(-1) -0.380769 0.356424 -1.068303 0.3064 R2 = 0.764428 R 2 hiệu chỉnh = 0.587749
Hình 3.3.1 : Đường biểu diễn giá trị dự báo và phần dư mơ hình ECM1
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
Kết quả hồi quy trên cho thấy khó có thể xác định biến nào có ảnh hưởng đến tăng
trưởng kinh tế trong ngắn hạn vì nếu căn cứ vào giá trị giá trị-p value của các biến
hồi quy thì các giá trị-p value đều lớn hơn 0.05 nên chưa đáng tin về mặt thống kê.
Do đó, cần phải xem xét để điều chỉnh bước trễ xuống còn 1 kỳ. Bảng tiếp theo
trình bày kết quả hồi quy mơ hình ECM2 1 bước trễ:
Bảng 3.3.2: Kết quả hồi quy mơ hình ECM2 1 bước trễ Biến phụ thuộc = D(GDP,2) Biến phụ thuộc = D(GDP,2) -3 -2 -1 0 1 2 -6 -4 -2 0 2 4 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 Phần dư Giá trị thực Dự báo
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
Hình 3.3.2 : Đường biểu diễn giá trị dự báo và phần dư mơ hình ECM2
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
-3 -2 -1 0 1 2 3 -6 -4 -2 0 2 4 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10
BIẾN HỆ SỐ SAI SỐ CHUẨN THỐNG KÊ T P_VALUE
D(GDP(-1)) 0.000563 0.020475 0.027478 0.9784 D(GDP(-1),2) -0.193459 0.189641 -1.020134 0.3220 D(EXD(-1),2) -0.018672 0.006304 -3.120798 0.0062 D(EXD/X(-1),2) 0.001872 0.002285 0.819610 0.4238 D(INF(-1),2) 0.000960 0.002099 0.457430 0.6532 ECM(-1) -0.127263 0.294638 -0.431930 0.6712 R2 = 0.605038 R2hiệu chỉnh = 0.488873 Phần dư Giá trị thực Dự báo
Mơ hình được viết lại như sau:
GDPt = 0.000563- 0.018672EXDt-I + 0.001872EXD/Xt-I + 0.000960INFt-I -0.127263ECMt-I
Từ kết quả phân tích trên, ở các mức ý nghĩa thống kê, trong ngắn hạn, biến tăng
trưởng kinh tế chịu tác động bởi chính nó trong độ trễ 1 kỳ. Hệ số của biến EXD lại
mang dấu âm, nghĩa là khi vay nợ nước ngoài EXD tăng 1% thì GDP sẽ giảm một khoảng gần bằng – 0.019%. R2hiệu chỉnh = 0.488873 tuy hơi thấp nhưng có thể chấp
nhận được với các số liệu thực tế. Thực tế chứng minh rằng hệ số ICOR không
ngừng tăng lên và nền kinh tế hiện có dấu hiệu tăng trưởng chậm lại trong những
năm gần đây. Hệ số ECMt-1 = -0.127263 cho thấy tốc độ điều chỉnh về cân bằng dài
hạn còn chậm.
Kiểm định sự phù hợp của mơ hình ECM 1 bước trễ:
Kiểm định WALD
Để kiểm chứng các hệ số hồi quy tuyến tính của mơ hình ECM 1 bước trễ có đồng
thời bằng 0, ta thực hiện kiểm định Wald, với giả thuyết các biến trong mơ hình
đồng thời bằng 0.
Giả thuyết H0 : B1 = B2 = B3 = B4 = 0 H1 : B1 ≠ B2 ≠ B3 ≠ B4 ≠ 0
Bảng 4.3.3: Kết quả kiểm định mơ hình ECM 1 bước trễ
Wald Test:
Equation: Untitled
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 5.208432 (5, 17) 0.0044 Chi-square 26.04216 5 0.0001
Ta nhận thấy giá trị-p của thống kê F = 0.0044 < 0.05 nên ta bác bỏ giả thuyết các biến trong mơ hình đồng thời bằng 0. Điều này cho thấy kết quả hồi quy mơ hình là có ý nghĩa.
Kiểm định phần dư có phân phối chuẩn (Kiểm định Histogram – Normality)
Theo lý thuyết định lượng, nếu phần dư không ngẫu nhiên, khơng có phân phối chuẩn là một thơng tin quan trọng cho biết mơ hình hồi quy chưa tốt do có thể bị các lỗi như bỏ sót biến quan trọng, sai dạng hàm, phương sai thay đổi, tự tương quan… Nếu giả định này khơng thỏa mãn thì các thống kê suy luận của mơ hình hồi
quy (như thống kê t, thống kê F, …) khơng cịn giá trị nữa. Do đó, để kiểm định
phần dư có phân phối chuẩn hay không, chúng ta sử dụng thống kê JB của Jarque – Berra (1990).
Bảng 3.3.4 : Kết quả kiểm định phần dư có phân phối chuẩn
ECM dựa trên phần dư
phương pháp Engle-Granger
Mức ý
nghĩa Kết luận
Histogram-Normality test: Ho: Phần dư có phân phối chuẩn
Jacque-Bera 1.436488
Probability 0.487608 5% Chấp nhận
giả thuyết Ho
Series: Residuals Sample 1989 2011 Observations 23 Mean 3.86e-17 Median -0.287570 Maximum 2.699096 Minimum -2.091997 Std.Dev. 1.223205 Skewness 0.610973 Kurtosis 3.076115 Jarque-Bera 1.436488 Probability 0.487608
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
Kết quả kiểm định cho thấy phần dư có giá trị-p = 0.487608 > 0.05. Do đó, ta chấp nhận giả thuyết mơ hình có phân phối chuẩn.
Kết quả mơ hình
Ở mức giá trị 5% ta thấy các chuỗi EXD, EXD/X, INF đều dừng .
Với mức ý nghĩa 95%, tỷ lệ nợ nước ngoài (EXD), tỷ lệ nợ nước ngoài trên xuất
khẩu (EXD/X) và tỷ lệ lạm phát (INF) đều có quan hệ cân bằng dài hạn với tốc độ tăng trưởng kinh tế của Việt Nam qua các năm.
- R2hiệu chỉnh = 0.587155 có nghĩa là các biến trong mơ hình giải thích được 58,7% sự
thay đổi của GDP. Trên thực tế, đây là một con số khá cao, nên có thể nói mơ hình
(d) là phù hợp. R2hiệu chỉnh = 0.587155 cũng nhỏ hơn hệ số Dubin – Watson (d = 0.992645) nên khơng có hiện tượng tự tương quan
- Kiểm định thống kê F = 11.90364 có giá trị-p rất nhỏ = 0.000108 và nhỏ hơn 0.05 cũng cho thấy mơ hình (d) là mơ hình có ý nghĩa.
- Hệ số B1 = 0.007060 > 0 (còn được gọi là hệ số co giãn trong mơ hình log) phù hợp với kì vọng, cho thấy nếu EXD tăng hoặc giảm 1% sẽ tác động đến lượng tăng hoặc giảm của GDP xấp xỉ 0.007%. Điều này cho thấy nợ nước ngồi có quan hệ
đồng biến với tăng trưởng kinh tế. Vay nợ nước ngoài bổ sung nguồn vốn bị thiếu
hụt do mất cân đối giữa tiết kiệm và đầu tư. Theo lý thuyết Debt Overhang, ở mức
nợ hợp lý, vay nợ tăng lên sẽ có tác động tích cực đến tăng trưởng. Do đó, nền kinh tế Việt Nam ln đạt được tốc độ tăng trưởng cao.
- Hệ số B2 = 0.074524 > 0 cho thấy nếu giá trị hệ số (EXD/X) tăng hoặc giảm 1
đơn vị thì sẽ làm GDP tăng hoặc giảm xấp xỉ 0.075% cho thấy mức độ bền vững về
nợ nước ngoài thể hiện qua khả năng chi trả các khoản nợ nước ngoài hiện tại và trong
tương lai từ nguồn thu xuất khẩu của quốc gia
- Hệ số B3 = - 0.112359 < 0 cho thấy INF có tác động ngược chiều với GDP. Cụ thể hơn là nếu INF tăng hoặc giảm 1% sẽ gây ra cho GDP giảm hoặc tăng 0.11%. Vay nợ nước ngoài đã làm cho chi tiêu của chính phủ tăng lên do đó làm tăng tỷ lệ lạm phát trong nền kinh tế là do phần lớn số nợ nước ngoài được chi cho đầu tư
Trong ngắn hạn, biến tăng trưởng kinh tế chịu tác động bởi chính nó trong độ trễ 1 kỳ. Nợ nước ngồi (EXD) có tác động rõ rệt đến tăng trưởng kinh tế GDP ở thời
điểm hiện tại. Khi nợ nước ngoài (EXD) tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế sẽ giảm một khoảng gần bằng – 0.019%. Thực tế chứng minh rằng hệ số ICOR không ngừng tăng lên để chi cho đầu tư. Do đó, nền kinh tế hiện có dấu hiệu tăng trưởng chậm lại trong những năm gần đây. Hệ số ECMt-1 = - 0.127263 cho thấy tốc độ điều chỉnh về cân bằng dài hạn cịn chậm.
PHẦN 4
ĐĨNG GĨP VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH NHẦM NÂNG CAO HIỆU QUẢ QUẢN LÝ NỢ NƯỚC NGOÀI CỦA VIỆT NAM