KHẨU GẠO CỦA VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 1995-2014
2.3. Phân tích thống kê một số nhân tố ảnh hưởng đến sản lượng gạo xuất khẩu tại Việt Nam giai đoạn 1995-2014
Qua quá trình thu thập số liệu, phân tích và nghiên cứu về ngành xuất khẩu gạo, có thể thấy rằng sản lượng gạo xuất khẩu hàng năm còn phụ thuộc và chịu ảnh hưởng của nhiều các nhân tố trong và ngoài nước tác động đến như đã được phân tích ở trên.
Đặc điểm số liệuđược sử dụng trong chuyên đề là số liệu theo thời gian nên phương pháp sử dụng để phân tích là phương pháp hồi quy tương quan với chuỗi thời gian. Để áp dụng phương pháp ước lượng OLS vớimô hình có số liệu chuỗi thời gian phải có những điều kiện sau:
- Các biến tham gia mô hình là các chuỗi có tính dừng.
- Sai số ngẫu nhiên không tự tương quan.
- Phương sai sai số là bằng nhau ở mọi thời điểm.
- Giữa các biến độc lập không có mối quan hệ đa cộng tuyến hoàn hảo.
- Sai số ngẫu nhiên tuân theo quy luật chuẩn ui N (0,)
Trong quá trình tìm hiểu và thu thập thông tin có nhiều số liệu theo năm của các nhân tố đã nêu trên chưa được công bố chính thức. Điều này gây khó khăn cho việc xây dựng mô hình hồi quy phân tích ảnh hưởng của các nhân tố đến sản lượng xuất khẩu gạo của Việt Nam. Chính vì vậy các biến được chọn để tham gia hồi quy là:
- Sản lượng gạo xuất khẩu - Diện tích gieo trồng
- Giá gạo trong nước năm trước - Tỷ giá hối đoái
- Giá gạo xuất khẩu năm trước
Trên thực tế, sản lượng gạo xuất khẩu có thể bị ảnh hưởng bởi giá gạo trong nước năm trước do kỳ vọng của người nông dân. Thêm vào đó, sản xuất gạo lại có tính mùa vụ do vậy hình thành tính thời vụ trong trao đổi sản phẩm thị trường. Điều này khiến các doanh nghiệp phải điều chỉnh giá gạo xuất khẩu phụ thuộc vào giá gạo trong nước năm trước và nhữngảnh hưởng từ việc cạnh tranh khốc liệt của thị trường gạo năm trước tới năm nay. Vì vậy, trong chuyên đề này em đưa biến giá gạo trong nước và giá gạo xuất khẩu trễ 1 năm để xây dựng mô hình hồi quy.
2.3.1. Kiểm định tính dừng
Trước khi phân tích với chuỗi thời gian, ta phải kiểm định tính dừng các biến tham gia. Các biến tham gia sau khi kiểm định phải là chuỗi dừng thì hồi quy mới có ý nghĩa, nếu không dừng khi phân tích hồi quy sẽ dẫn đến tình trạng hồi quy giả mạo.
Điều này sẽ dẫn đến các kết quả ước lượng, kiểm định trong mô hình hồi quy sẽ không cho kết quả chính xác.
Kiểm định tính dừng với các biến tham gia hồi quy bằng phần mềm Eview thu được kết quả như từ phụ lục 1 đến phụ lục 10 và được trình bày qua bảng tổng hợp kết quả giá trị của các biến.
Bảng 14. Kết quả kiểm định tính dừng của các biến tham gia hồi quy Biến kiểm định Kiểm định tính dừng
(Pva
Kiểm định tính dừng sai phân bậc nhất (Pva)
Sản lượng gạo xuất khẩu 0,139 0,000
Diện tích trồng lúa 0,020 0,000
Giá gạo trong nước 0,848 0,000
Giá gạo xuất khẩu 0,216 0,000
Tỷ giá hối đoái 0,668 0,001
(Nguồn: Tính toán của tác giả) Áp dụng kiểm định DF có hệ số chặn thực hiện bằng phần mềm Eview cho kết quả như phụ lụ 1,3,5,7,9 như sau:
Với các giá trị Pva của các biến tham gia hồi quy đều lớn hơn 0,5 Chưa đủ cơ sở để bác bỏ Ho, chuỗi của biến tham gia hồi quy là chuỗi là không dừng.
Do chuỗi gốc là chuỗi không dừng nên ta tiếp tục kiểm định tính dừng chuỗi sai phân của các biến.
Kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi sai phân kết quả ở phụ lục 2,4,6,8,10 cho thấy:
Giá trị Pva của chuỗi sai phân bậc 1 các biến tham gia hồi quy đều nhỏ hơn 0,05 Chưa đủ cơ sở để bác bỏ Ho, chuỗi sai phân bậc nhất là chuỗi dừng.
Như vậy qua kiểm định tính dừng DF bằng phần mềm Eview cho kết quả các biến tham gia vào mô hình hồi quy đều là chuỗi dừng sai phân bậc nhất.
2.3.2. Mô hình 1: Mô hình phân tích các nhân tố trong nước ảnh hưởng đến sản lượng gạo xuất khẩu của Việt Nam giai đoạn 1995-2014
2.3.2.1. Biến độc lập
Qua mục 2.3.1 cho kết quả biến sản lượng gạo xuất khẩu là chuỗi dừng sai phân bậc nhất. Để ước lượng mô hình phân tích các nhân tố trong nước ảnh hưởng đến sản lượng gạo xuất khẩu đề tài sử dụng biến phụ thuộc là biến sai phân bậc nhất của sản lượng gạo xuất khẩu, kí hiệu d(SLXK).
Dựa vào số liệu thu thập và phân tích, trong mô hình sẽ đánh giá sự ảnh hưởng của hai nhân tố cũng là hai biến độc lập:
- Sai phân bậc 1 của biến diện tích gieo trồng lúa, kí hiệu d(DT)
- Sai phân bậc 1 của biến giá gạo trong nước năm trước, kí hiệu d(GIATN(-1)) 2.3.2.2. Phân tích mô hình 1
Như vậy mô hình các nhân tố trong nước ảnh hưởng đến sản lượng gạo xuất khẩu của Việt Nam được xây dựng như sau:
d(SLXK) = ) +u (3) Kết quả ước lượng của mô hình được thể hiện phụ lục 11.
Như vậy, phương trình hồi quy biểu diễn mối quan hệ của các nhân tố trong nước đến sản lượng gạo xuất khẩu là:
d(SLXK) = 55,998 – 0,384d( DT) + 0,302d( GIATN(-1)) (4)
* Kiểm định hệ số hồi quy
Để chắc chắn các biến tham gia hồi quy có tác động đến biến sản lượng gạo xuất khẩu hay không, ta kiểm định cặp giả thuyết:
Kết quả ước lượng ở bảng cho thấy Pva tương ứng với sai phân bậc nhất của biến diện tích và giá gạo trong nướcnăm trước lần lượt là:
Pva1 = 0,665 > = 0,05 Chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho Với mức ý nghĩa 5%, biến diện tích không ảnh hưởng tới biến sản lượng gạo xuất khẩu.
Pva1 = 0,024< = 0,05 Bác bỏ giả thuyết Ho, nhận giả thuyết H1 Với mức ý nghĩa 5%, biến giá gạo trong nước năm trước có ảnh hưởng tới biến sản lượng gạo xuất khẩu.
Qua kết quả kiểm định trên, với mức ý nghĩa 5% sản lượng gạo xuất khẩu chỉ phụ thuộc vào biến giá gạo trong nước năm trước.
Như vậy mô hình các nhân tố trong nước ảnh hưởng đến sản lượng gạo xuất khẩu có thể loại bỏ biến diện tích gieo trồng lúa (DT) ra khỏi mô hình và được mô hình mới:
d(SLXK) = (-1)) + u(5)
Dựa vào kết quả ước lượng ở phụ lục 12 ,ta xây dựng được phương trình hồi quy biểu diện mối liên hệ giữa giá gạo trong nước năm trước với sản lượng gạo xuất khẩu năm nay là:
d(SLXK) = 40,418 + 0,299d(GIATN(-1)) (6)
* Kiểm định hệ số hồi quy
Qua bảng trên cho thấy, ý nghĩa của các hệ số trong mô hình mới về cả lý thuyết kinh tế lẫn lý thuyết thống kê đều có ý nghĩa. Cụ thể kết quả kiểm định ý nghĩa của hệ số hồi quy bằng phần mềm Eview như sau:
Pva của hệ góc bằng 0,02 và nhỏ hơn = 0,05 nên ta bác bỏ giả thuyết Ho, chấp nhận giả thuyết H1. Như vậy, với mức ý nghĩa 5% và kết quả từ phương trình hồi quy thì giá gạo năm trước thực sự có mối liên hệ với sản lượng gạo xuất khẩu trong giai đoạn 1995-2014.
* Ý nghĩa các hệ số trong phương trình hồi quy tuyến tính
Hệ số chặn = 40,418 nói lên rằng ảnh hưởng của các nhân tố khác ngoài biến giá gạo trong nước năm trước tới sản lượng gạo xuất khẩu.
Hệ số góc = 0,299 thể hiện ảnh hưởng của biến giá gạo trong nước năm trước tới biến sản lượng gạo xuất khẩu, cụ thể khi giá gạo trong nước năm trước tăng lên 1 đồng/kg thì sản lượng gạo xuất khẩu tăng một lượng 0,299 tấn tương ứng với 0,299 kg gạo. Điều này là phù hợp với lý thuyết kinh tế và thực tế ở thị trường gạo xuất khẩu.
Hệ số xác định R2 = 0,289 hay 28,9% sự biến động của sản lượng xuất khẩu nước ta được giai thích bởi giá gạo trong nước năm trước phần còn lại do các nhân tố ảnh hưởng khác không được đưa vào phương trình.
* Kiểm định sự phù hợp của hàm hồi quy
Để kiểm tra xem hàm hồi quy trên có phù hợp hay không ta phải kiểm định R2. Xét cặp giả thuyết:
Dựa vào kết quả mô hình ước lượng bằng phần mềm Eview ta sử dụng Pva để so sánh với :
Pva = 0,021< =0,05. Ta bác bỏ giả thuyết Ho, chấp nhận giả thuyết H1
Với mức ý nghĩa 5%, hàm hồi quy biểu diễn mối quan hệ giữa giá gạo trong nước năm trước và sản lượng gạo xuất khẩu là hàm phù hợp.
Qua kết quả ước lượng mô hình 1 có thể thấy rằng diện tích gieo trồng lúa chưa thực sự ảnh hưởng đến sản lượng gạo xuất khẩu. Tuy diện tích trồng lúa qua các năm ngày càng giảm do quá trình đô thị hóa, xây dựng các khu công nghiệp nhưng nhờ áp dụng các tiến khoa học công nghệ, cái tiến giống nên năng suất lúa vẫn tăng qua các năm.Trong khi đó, giá gạo trong nước lại có tác động mạnh đến sản lượng xuất khẩu.
Một trong những lý do đẩy giá gạo trong nước tăng là quyết định của Chính phủ chi hỗ trợ 100% lãi xuất vốn vay cho các doanh nghiệp để thu gạo xuất sang các thị trường khác. Hơn nữa, giá gạo đi kèm với chất lượng nên giá gạo trong nước tăng là điều kiện thuận lợi để Việt Nam có thể có thêm nhiều bạn hàng trên thế giới. Tuy nhiên, nhiều thương lái trong nước lợi dụng việc này để đẩy giá gạo lên rất cao lại làm cho những
doanh nghiệp trong nước khó khăn trong việc thu mua đầu vào trong khi thị trường gạo xuất khẩu cạnh tranh rất gay gắt, đặc biệt giá gạo xuất khẩu. Vì vậy, dựa trên các số liệu thu thập, phân tích và tình hình thực tế, Chính phủ phải kịp thời đưa ra các chính sách điều chỉnh nhằm khuyến khích, tạo điều kiện cho ngành xuất khẩu lúa gạo nước ta ngày càng phát triển.
2.3.3. Mô hình 2: Mô hình phân tích các nhân tố nước ngoài ảnh hưởng đến biến động sản lượng gạo xuất khẩu của Việt Nam
2.3.3.1. Biến độc lập
- Sai phân bậc nhất của biến tỉ giá hối đoái, kí hiệu d(TYGIA)
- Sai phân bậc nhất của biến giá gạo xuất khẩu năm trước, kí hiệu d(GIAXK(- 1))
2.3.3.2. Phân tích mô hình
Tương tự như cách xây dựng mô hình 1, đầu tiên ta tiến hành xây dựng phương trình hồi quy của các biến như sau:
d(SLXK) = -1)) + u (7)
Dựa vào kết quả ước lượng được ở phụ lục 13, phương trình hồi quy biểu diễn mối liên hệ của các nhân tố nước ngoài (tỷ giá xuất khẩu và giá gạo xuất khẩu năm trước) đến sản lượng gạo xuất khẩu giai đoạn 1995-2014 là:
d(SLXK) = 43,967 +0,185d(TYGIA) + 3,781d(GIAXK(-1)) (8)
* Kiểm định hệ số hồi quy
Để kiểm định biến tỷ giá hối đoái và giá gạo xuất khẩu năm trước trong mô hình có ảnh hưởng đến biến sản lượng gạo xuất khẩu hay không, ta thực hiện kiểm định như đã nêu ở mô hình 1.
Dựa vào bảng kết quả hồi quy phụ lục 13 cho thấy:
Giá trị Pva của tỷ giá hối đoái = 0,025< = 0,05 Bác bỏ giả thuyết Ho, chấp nhận giả thuyết H1. Với mức ý nghĩa 5%, biến tỷ giá hổi đoái có ảnh hưởng tới biến sản lượng gạo xuất khẩu.
Giá trị Pva của giá gạo xuất khẩu năm trước = 0,0007< = 0,05 Bác bỏ giả thuyết Ho, nhận giả thuyết H1. Với mức ý nghĩa 5%, biến giá gạo trong nước năm trước có ảnh hưởng tới biến sản lượng gạo xuất khẩu.
Như vậy, qua kết quả kiểm định trên, với mức ý nghĩa 5% sản lượng gạo xuất khẩu đều phụ thuộc vào cả hai biến tỷ giá hối đoái và giá gạo xuất khẩu năm trước.
* Kết quả ước lượng trên được giải thích như sau:
Hệ số chặn =43,967 nói lên rằng ảnh hưởng của các nhân tố khác ngoài các biến đang xét làm sản lượng gạo xuất khẩu.
Hệ số góc = 0,185 thể hiện tác động riêng của biến tỷ giá tới biến sản lượng gạo xuất khẩu, cụ thể khi tỷ giá tăng lên 1USD/đồng và giá gạo xuất khẩu năm trước không thay đổi thì sản lượng gạo xuất khẩu tăng một lượng 0,185 tấn tương ứng với 185 kg gạo. Điều này phù hợp với lý thuyết kinh tế và thực tế trên thị trường gạo như phân tích ở trên. Tỷ giá hối đoái tăng giúp cho sự cạnh tranh về giá xuất khẩu của các nước xuất khẩu giảm tạo điều kiện thuận lợi để nước ta xuất khẩu được nhiều gạo hơn.
Tương tự cho hệ số góc = 3,781 biểu diễn ảnh hưởng của biến giá gạo xuất khẩu năm trước tới biến sản lượng gạo xuất khẩu: khi giá gạo xuất khẩu năm trước tăng lên 1 USD/tấn trong khi tỷ giá hối đoái không đổi thì sản lượng gạo xuất khẩu năm nay tăng 3,781 tấn. Điều này cũng phù hợp với những phân tích và tài liệu thu thập được.
Cũng có thể thấy rằng nếu tỷ giá hối đoái tăng lên 1 USD/đồng và giá gạo xuất khẩu năm trước tăng thêm 1USD/tấn thì sản lượng gạo xuất khẩu nước ta sẽ tăng thêm khoảng 3,966 tấn.
Hệ số xác định R2 trong mô hình này bằng 0,207 hay 20,7% ngụ ý rằng hai biến tỷ giá hối đoái và giá gạo xuất khẩu năm trước giải thích được 20,7% sự thay đổi của sản lượng gạo xuất khẩu còn lại sự thay đổi của sản lượng gạo xuất khẩu trong giai đoạn 1995-2014 là do các yếu tố khác không đưa vào mô hình gây ra.
* Kiểm định dạng hàm
Để kiểm định chung về dạng hàm sai ta sử dụng kiểm định Ramsey trong phần mềm Eview và thu được kết quả được thể hiện ở phụ lục 14, phụ lục 15 cho giá trị 1 và 2 như sau:
Giá trị Pva lần lượt là 0,978 và 0,385 đều lớn hơn α = 0,05 nên với mức ý nghĩa 5%, dạng hàm đang kiểm định là dạng hàm đúng.
* Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Để kiểm định phương sai sai số thay đổi ta áp dụng kiểm định White với cặp giả thuyết:
Tiêu chuẩn kiểm định ; nếu Fqs > thì bác bỏ giả thuyết Ho mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi.
Thực hiện kiểm định White bằng phần mềm Eview và thu được kết quả ở phụ lục 16 như sau:
Qua bảng trên cho thấy, giá trị F-statistic = 2,309 có Pva = 0,113> = 0,05. Do đó, chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho, mô hình không có phương sai sai số thay đổi.
* Kiểm định tự tương quan
Thực tế cho thấy sai số ngẫu nhiên trong các mô hình chuỗi thời gian thường có tự tương quan, trong đó tư tương quan bậc 1 là phổ biến. Áp dụng kiểm định tự tương quan bằng kiểm định Breusch – Godfrey trong phần mềm Eview, được kết quả ở phụ lục 17:
Kết quả kiểm định cho thấy giá trị F-statistic = 1,778 tương ứng Pva = 0,203 >
α = 0,05 nên mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
* Kiểm định tính chuẩn của sai số ngẫu nhiên
Để kiểm định các biến giá gạo xuất khẩu năm trước và biến tỷ giá hối đoái là đồng thời hay không đồng thời ảnh hưởng tới sản lượng gạo xuất khẩu, ta thực hiện kiểm định Jarque-Bera, sử dụng thống kê F trong phần mềm Eview với cặp giả thuyết:
Kết quả kiểm định ở phụ lục 18 cho thấy giá trị Pva = 0,872> 0,05 Chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho Sai số ngẫu nhiên trong mô hình tuân theo quy luật phân phối chuẩn.
Như vậy, qua một số kiểm định trên ta có thể thấy mô hình thể hiện mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá gạo xuất khẩu năm trước với sản lượng gạo xuất khẩu là mô hình hợp lý.
* Câu hỏi đặt ra: Từ năm 2008-2011 nền kinh tế toàn thế giới chịu ảnh hưởng của cuộckhủng hoảng kinh tế. Vậy, giá gạo xuất khẩu trong thời gian tác động đến sản lượng gạo xuất khẩu như thế nào?
Ta xây dựng mô hình với biến giả (BG):
BG = 1 với các năm bị khủng hoảng từ 2008-2011
BG = 0 với các năm còn lại trong giai đoạn nghiên cứu, không bị khủng hoảng.
d(SLXK) = * d(GIAXK(1)) (9)
Kết quả ước lượng thu được ở phụ lục 19 giúp ta xây dựng được phương trình:
d(SLXK)= 68,370 + 13,890 d(GIAXK(-1)) + 532,105 BG – 12,943 BG*
GIAXK(-1) (10)
Có thể thấy Pva tương ứng với các hệ số đều nhỏ hơn α = 0,05 nên các hệ số trong phương trình này đều có ý nghĩa.
Dựa vào kết quả ước lượng của mô hình trên có thể nói rằng ảnh hưởng của giá gạo xuất khẩu năm trước trong thời kỳ diễn ra khủng hoảng kinh tế toàn cầu đã làm cho sản lượng gạo xuất khẩu nước ta giảm trung bình 12,943 tấn/năm so với những năm còn lại. Điều này có ý nghĩa về cả lý thuyết kinh tế lẫn lý thuyết thống kê. Khủng hoảng thế giới xảy ra khiến các nước xuất khẩu gạo truyền thống của nước ta cũng cảy ra khủng hoảng, do mức sinh hoạt người dân bị đảo lộn, đòi hỏi người dân phải cắt giảm chi tiêu,… dẫn đến nhu cầu về gạo các nước này cũng như toàn thế giới giảm mạnh khiến không chỉ mình Việt Nam mà các nước xuất khẩu lớn như Thái Lan, Ấn Độ,.. cũng bị ảnh hưởng nặng nề. Theo báo cáo của Tổng cục Thống kê, cầu về gạo giảm trong khi cung vẫn tăng đã khiến giá gạo xuất khẩu các nước trong thời kì này giảm mạnh dẫn đến một cuộc cạnh tranh khốc liệt về giá. Sự tác động của khủng hoảng kinh tế làm cho nhiều doanh nghiệp nước ta gặp nhiều khó khăn do bị từ chối hợp đồng, lượng gạo tiêu thụ chậm, gạo tồn kho ngày càng nhiều. Có thể thấy giá gạo xuất khẩu một trong những yếu tố cạnh tranh chính trên thị trường gạo thế giới và cũng là nguyên nhân khiến cho sản lượng gạo nước ta bị giảm so với những năm không chịu tác động của khủng hoảng kinh tế toàn cầu.
Qua việc thu thập số liệu và áp dụng các phương pháp thống kê để phân tích, có thể thấy rằng cùng là các nhân tố nước ngoài tác động đến sản lượng gạo xuất khẩu nhưng giá gạo xuất khẩu năm trước lại gây ảnh hưởng mạnh mẽ hơn so với tỷ giá hối đoái. Điều này phù hợp với thực tế ngành gạo xuất khẩu, một trong những vẫn đề luôn được các nhà kinh tế và các bộ, ban, ngành quan tâm đó là giá gạo xuất khẩu của nước ta và so với các nước xuất khẩu khác. Đặc biệt là sự tác động của giá gạo xuất khẩu trong thời kỳ khủng hoảng đến sản lượng gạo xuất khẩu so với những năm còn lại đã được phân tích ở trên.