Tải bản đầy đủ - 0 (trang)
CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Tải bản đầy đủ - 0trang

29



FIR

Saving

SAV

PRV



2,5970

0,3236

1,9501

1.540.495,754 1.828.463,236 8.925,792

4

7

0

0,8819

0,3384

0,2272

0,7199

0,1165

0,5120

Nguồn : Trích xuất từ EVIEWS 8



3,2558

5.954.223,000

0

1,2791

0,8480



Có thể thấy rằng trong những năm qua hoạt động xuất nhập khẩu đã đóng vai trò

khơng nhỏ trong duy trì và phát triển kinh tế xã hội. Quá trình hội nhập về kinh tế cũng

đã giúp Việt Nam từ một nền kinh tế bị bao vây cấm vận, với rất ít các quan hệ thương

mại với các đối tác bên ngoài thành một nền kinh tế mở, có quan hệ thương mại với

gần 240 quốc gia và vùng lãnh thổ trên thế giới, thu hút vốn đầu tư từ trên 80 nước và

vùng lãnh thổ. Xét riêng trong lĩnh vực thương mại, Việt Nam đã gia nhập WTO, ký

kết 07 Hiệp định thương mại tự do, 88 Hiệp định thương mại song phương, 54 Hiệp

định tránh đánh thuế hai lần, 61 Hiệp định khuyến khích và bảo hộ đầu tư. Đối với hoạt

động xuất khẩu, Việt Nam đang xuất khẩu ra thế giới với các sản phẩm chủ lực như:

Sản phẩm dệt may; Thủy sản; Gạo; Cà phê; Cao su; Gỗ và sản phẩm gỗ; Than đá; Tơm

đơng lạnh trong đó ngành hàng dệt mây và thủy sản chiếm tỷ trọng lớn nhất với hơn

20% trong tổng giá trị xuất khẩu tiếp theo là ngành hàng gỗ và sản phẩm gỗ, cà phê và

lúa gạo. Thị trường xuất khẩu chủ yếu là thị trường Nhật Bản, Hoa Kỳ và Trung Quốc.

Theo bảng 4.1. thống kê mơ tả biến nghiên cứu thì trong giai đoạn 1990-2017 thì giá trị

xuất khẩu trung bình đạt 53.886 triệu USD, giá trị xuất khẩu thấp nhất đạt 919 triệu

USD và cao nhất đạt 214.010 triệu USD (năm 2017). Hoạt động này ngày càng gia

tăng về quy mô và tốc độ tăng trưởng cao. Bên cạnh những thuận lợi thì hoạt động xuất

khẩu còn gặp nhiều khó khăn như hàng xuất khẩu Việt Nam vẫn chủ yếu là các mặt

hàng thô và sơ chế, hàm lượng công nghệ trong các mặt hàng cơng nghiệp còn thấp,

năng lực cạnh tranh không cao, ngành công nghiệp phụ trợ yếu kém, giá trị gia tăng

hàng xuất khẩu thấp, lệ thuộc vào một số thị trường như Trung Quốc gây lo ngại về rủi

ro đối với thương mại quốc tế. Bên cạnh đó còn đối mặt với rủi ro pháp lý trong cạnh

tranh thương mại quốc tế và khó khăn trong thâm nhập thị trường. Đối với hoạt động



30



nhập khẩu, trong giai đoạn kể từ năm 1990 đến năm 2017 đạt giá trị bình quân 57.658

triệu USD, giá trị nhập khẩu dao động từ 1850 triệu USD đến 211.100 triệu USD (năm

2017). Việt Nam đã nhập khẩu các mặt hàng chủ yếu như: Lương thực, thực phẩm và

động vật sống; Đồ uống và thuốc lá ; Nguyên liệu thô, không dùng để ăn, trừ nhiên

liệu; Nhiêu liệu, dầu mỡ nhờn và vật liệu liên quan; Dầu, mỡ, chất béo, sáp động, thực

vật; Hoá chất và sản phẩm liên quan; Hàng chế biến phân loại theo nguyên liệu; Máy

móc, phương tiện vận tải…Tương tự như xuất khẩu hoạt động nhập khẩu ngày càng

gia tăng về tốc độ cũng như quy mô, hoạt động nhập khẩu đang lấn át hoạt động xuất

khẩu cả về quy mô và giá trị. Trong những năm gần đây mặc dù nhập siêu đang có xu

hướng giảm dần nhưng không bền vững, hàng nhập khẩu chủ yếu là đầu vào sản xuất,

phản ánh ngành công nghiệp phụ trợ yếu kém, giá trị gia tăng hàng xuất khẩu thấp.

Khu vực doanh nghiệp trong nước nhập siêu quy mô lớn phản ánh năng lực cạnh tranh

và khả năng tham gia chuỗi giá trị toàn cẩu của các doanh nghiệp trong nước là yếu, v)

lệ thuộc vào một số thị trường như Trung Quốc gây lo ngại về rủi ro đối với thương

mại quốc tế, trong khi Việt Nam chưa tận dụng được các hiệp định thương mại để cải

thiện cán cân thương mại. Những vấn đề này kéo dài qua nhiều năm những chưa có cải

thiện đáng kể, cho thấy các biện pháp đưa ra chưa thực sự có hiệu quả.

Tốc độ tăng trưởng xuất nhập khẩu và tỷ trọng ngày càng lớn của xuất khẩu

hàng hóa trong GDP cho thấy trong thương mại hàng hóa, Việt Nam đang khai thác tốt

được thế mạnh sản xuất trong nước, tranh thủ được thị trường thế giới đồng thời cũng

cởi mở đối với thương mại từ nước ngoài



31



Biểu đồ 4.1. Độ mở thương mại của Việt Nam giai đoạn 1990-2017



Nguồn : Dữ liệu tổng cục thống kê

Các số liệu này cũng chứng minh độ mở thương mại của Việt Nam là rất cao và

có xu hướng gia tăng. Điều này cho thấy Việt Nam đang thành cơng trong việc hiện

thực hóa chiến lược phát triển nền kinh tế định hướng xuất khẩu của mình, mang lại

nguồn thu nhập cho một bộ phận không nhỏ dân cư, đặc biệt là khu vực dân cư yếu thế.

Theo chiều ngược lại, với độ mở lớn như vậy, Việt Nam cũng nhạy cảm hơn với các

biến động trên thị trường thế giới. Điều này được thể hiện khá rõ trong cuộc khủng

hoảng tài chính năm 2008-2009 ở nhiều thị trường. Ngoài ra, mặc dù những thành tích

về số lượng là rất ấn tượng, chất lượng của xuất nhập khẩu vẫn còn là tồn tại lớn với cơ

cấu xuất khẩu chủ yếu là nguyên liệu thô hoặc sơ chế, hàng lắp ráp hoặc gia công với

giá trị gia tăng thấp, sử dụng chủ yếu nguyên phụ liệu nhập khẩu; nhập siêu tăng mạnh

qua từng thời kỳ, nguồn nhập siêu chủ yếu từ Trung Quốc (với chủ yếu là nguyên phụ

liệu, máy móc thiết bị và hàng tiêu dùng).

Độ mở tài chính được đo lường bằng các chỉ tiêu tài sản quốc gia, nợ nước

ngoài và GDP, chỉ tiêu này đạt giá trị trung bình 1,4683 nghĩa là trong tài sản và nợ

nước ngoài của quốc gia giai đoạn 1990-2017 chiếm 146,8% GDP. Giai đoạn 1990-



32



2011 thì có thể thấy rằng độ mở tài chính của nước ta có xu hương tăng nguyên nhân

chủ yếu là do sự gia tăng của các khoản nợ nước ngoài trong cơ cấu nợ cơng của Việt

Nam, khoản nợ nước ngồi ngày càng gia tăng ảnh hưởng lớn đến quản lý chi tiêu

công, đầu tư công nhằm phát triển kinh tế xã hội. Nợ chính phủ của Việt Nam chủ yếu

là các quốc gia phát triển như Mỹ, Trung Quốc, Nhật Bản, Úc, Canada…Tuy nhiên tín

hiệu tốt từ quản lý tài sản nhà nước là kể từ năm 2012 trở lại đây mặc dù nợ nước ngoài

liên tục tăng nhưng tốc độ tăng trưởng có xu hướng giảm đáng kể. Kết quả này cũng

phản ánh phần nào mức độ tự do hóa tài chính của Việt Nam gia tăng tiết kiệm đầu tư

và kiềm chế tốc độ tăng trưởng nợ công và nợ nước ngồi.

Biểu đồ 4.2. Độ mở tài chính của Việt Nam giai đoạn 1990-2017



Nguồn : Dữ liệu tổng cục thống kê

Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng 4 biến đo lường sự phát triển tài chính

bao gồm: DEPT, SAV, PRV, FIR. Biến đầu tiên là tỷ lệ tổng dư nợ trong hệ thống tài

chính (bao gồm cả ngân hàng và phi ngân hàng tổ chức tài chính) trên GDP danh

nghĩa; nó được ký hiệu DEPT; Tỷ lệ của tổng số tiền cho vay và tiền gửi trong hệ thống

tài chính trên GDP danh nghĩa, và được ký hiệu là FIR; Tỷ lệ của tổng số tiền tiết kiệm

hộ gia đình trên GDP danh nghĩa; nó được ký hiệu là SAV; Chỉ số hiệu quả được đo



33



bằng tỷ lệ tín dụng được phân bổ cho các doanh nghiệp tư nhân trên tổng tín dụng

trong nước (ký hiệu là PRV)

Biểu đồ 4.3. Sự phát triển tài chính của Việt Nam giai đoạn 1990-2017



Nguồn : Dữ liệu tổng cục thống kê

Theo biểu đồ cho thấy rằng tín dụng khu vực tư nhân của Việt Nam có xu hướng

tăng trưởng qua các năm, từ khi chỉ hơn 50% những năm 90, lên đến trên 80% kể từ

năm 2010 cho đến nay điều này cho thấy vai trò quan trọng của kinh tế tư nhân. Kết

quả này phản ánh thực tế chính sách phát triển kinh tế tư nhân của Việt Nam hiện nay.

Mặc dù tín dụng khu vực tư nhân tăng về quy mô về tiết kiệm và cho vay song một

thực trạng có thể thấy rằng tín dụng khu vực này còn nhiều khó khăn thách thức. Trong

hệ thống doanh nghiệp, tổ chức kinh doanh Việt Nam hiện nay đa số quy mơ vừa và

nhỏ trình độ quản lý, khoa học cơng nghệ còn hạn chế yếu kém khó lòng có thể cạnh

tranh bền vững trong nền kinh tế mở cửa hội nhập sâu rộng.

4.2. Phân tích mối quan hệ giữa độ mở thương mại, độ mở tài chính và phát triển

tài chính tại Việt Nam

4.2.1 Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test)



34



Theo Gujarati (2003) một chuỗi thời gian là dừng khi giá trị trung bình, phương

sai, hiệp phương sai (tại các độ trễ khác nhau) giữ nguyên không đổi cho dù chuỗi

được xác định vào thời điểm nào đi nữa. Chuỗi dừng có xu hướng trở về giá trị trung

bình và những dao động quanh giá trị trung bình sẽ là như nhau. Nói cách khác, một

chuỗi thời gian khơng dừng sẽ có giá trị trung bình thay đổi theo thời gian, hoặc giá trị

phương sai thay đổi theo thời gian hoặc cả hai. Kiểm định nghiệm đơn vị là một kiểm

định được sử dụng khá phổ biến để kiểm định một chuỗi thời gian là dừng hay không

dừng. Nghiên cứu này sử dụng kiểm định củaDickey và Fuller (1981), cụ thể là kiểm

định Dickey và Fuller mở rộng (ADF) để thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị.

Giả thuyết kiểm định:

H0: β = 0 (Yt là chuỗi dữ liệu không dừng)

H1: β < 0 (Yt là chuỗi dữ liệu dừng).

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho các chuỗi số liệu nghiên cứu được

trình bày ở Bảng 4.2.

Bảng 4.2. Kiểm định nghiệm đơn vị ADF 1

p-value

Mơ hình



I (0)



I (1)



LNTO

LNFO

LNFOLNTO

LNDEBT



0.4143

0.1289

0.1479

0.0035**



0.0307**

0.0053**

0.0064**

0.0001**



LNFIR



0.0003**



0.0000**



LNSAV

0.4253

0.0322**

LNPRV

0.4174

0.0304**

LNGOV

0.1747

0.008**

LNENROLL

0.7038

0.0170**

LNSTATE

0.9725

0.5782

LNGDP

0.0003**

0.0000**

Nguồn: Trích xuất dữ liệu Eviews 8,dấu (**) thống kê có ý nghĩa mức 5%

1



35



Kết quả kiểm định ADF cho thấy giả thuyết H0 về tính khơng dừng (nonstationary) của chuỗi ban đầu các chỉ số LNDEPT, LNFIR, LNGDP bị bác bỏ ở mức ý

nghĩa 5%, do đó chúng có tính dừng; đối với các chỉ số còn lại LNTO, LNFO,

LNFOLNTO, LNSAV, LNPRV,LNGOV, LNENROLL, LNSTATE không thể bị bác bỏ

giả thiết H0 bởi vì giá trị kiểm định của nó nhỏ hơn giá trị tới hạn tương ứng

(Mackinnon’s critical value).

Theo Ramanathan (2002) hầu hết các chuỗi thời gian về kinh tế là khơng dừng

vì chúng thường có một xu hướng tuyến tính hoặc mũ theo thời gian. Tuy nhiên có thể

biến đổi chúng về chuỗi dừng thơng qua q trình sai phân. Nếu sai phân bậc 1 của một

chuỗi có tính dừng thì chuỗi ban đầu gọi là tích hợp bậc 1, ký hiệu là I(1). Tương tự,

nếu sai phân bậc d của một chuỗi có tính dừng thì chuỗi ban đầu gọi là tích hợp bậc d,

ký hiệu là I(d). Nếu chuỗi ban đầu (chưa lấy sai phân) có tính dừng thì gọi là I(0).

Trong trường hợp chuỗi số liệu quan sát khơng có tính dừng, kiểm định nghiệm đơn vị

sẽ tiếp tục được thực hiện trên chuỗi khác biệt bậc nhất.

Xét kiểm định ADF sai phân bậc một của các chuỗi chỉ số số LNTO, LNFO,

LNFOLNTO, LNSAV, LNPRV được kiểm định thì kết quả lại cho thấy giả thuyết H0

về tính khơng dừng khơng bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả này cho phép chúng ta

kết luận rằng chuỗi các giá trị này là có tính dừng. Như vậy các biến chính của mơ hình

như LNSAV, LNFIR, LNDEBT, LNPRV, LNTO, LNFO LNFOLNTO đều có tính

dừng, tức giá trị trung bình thay sẽ khơng thay đổi theo thời gian, hoặc giá trị phương

sai không thay đổi theo thời gian hoặc cả hai.

4.2.2 Kiểm định đồng liên kết của Johansen (1991)

Kết quả từ kiểm định nghiệm đơn vị do có vài biến dừng ở sai phân I(1), từ đó

có thể có khả năng tồn tại một mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Để nhận biết được

mối quan hệ đó, chúng ta sử dụng kiểm định đồng liên kết phức tạp của Johansen

(1998) bằng cách sử dụng biến trễ 1 năm dựa trên tiêu chuẩn Schwarz (SIC). Dưới đây

là kết quả kiểm định đồng liên kết mối quan hệ giữa độ mở tài chính, thương mại và sự



36



phát triển tài chính đo lường lần lượt bằng các biến DEBT (mơ hình 4), SAV (mơ hình

5), PRV (mơ hình 6), FIR (mơ hình 7)).

LnDEPTit = β0 + γlnFDit-1+β1lnTOit+ β2lnFOit + β3{lnTOit x lnFOit}



(1)



+ β4lngdpit + β5lngovit +β6lnstateit +β7lnenrollit +µit

LnSAVit = β0 + γlnFDit-1+β1lnTOit+ β2lnFOit + β3{lnTOit x lnFOit}



(2)



+ β4lngdpit + β5lngovit +β6lnstateit +β7lnenrollit +µit

LnPRVit = β0 + γlnFDit-1+β1lnTOit+ β2lnFOit + β3{lnTOit x lnFOit}



(3)



+ β4lngdpit + β5lngovit +β6lnstateit +β7lnenrollit +µit

LnFIRit = β0 + γlnFDit-1+β1lnTOit+ β2lnFOit + β3{lnTOit x lnFOit}



(4)



+ β4lngdpit + β5lngovit +β6lnstateit +β7lnenrollit +µit

Trong bài nghiên cứu này tác giả kiểm định định đồng liên kết bằng phương

pháp kiểm định Johansen (Johansen Cointergation Test) dựa trên 2 tiêu chuẩn để tìm

kiếm số véctơ đồng liên kết:





So sánh giá trị thống kê “Trace statstic” với giá trị tới hạn “Critical Value”

H0: Số quan hệ đồng tích hợp ≤ r; H1: số quan hệ đồng tích hợp> r

+ Nếu giá trị Trace statstic < Critical Value: chấp nhận giả thuyết H 0

+ Nếu giá trị Trace statstic > Critical Value: bác bỏ giả thuyết H 0







So sánh giá trị riêng cực đại “Max statstic”với giá trị tới hạn “CriticalValue”

H0: Số quan hệ đồng tích hợp = r; H1: số quan hệ đồng tích hợp = r+1

+ Nếu giá trị Max statstic < Critical Value: chấp nhận giả thuyết H0

+ Nếu giá trị Max statstic > Critical Value: bác bỏ giả thuyết H0

Kết quả Kiểm định đồng liên kết của Johansen được trình bày ở Bảng 4.3.



Bảng 4.3. Kiểm định đồng liên kết

H0



H1



Maximum Eigenvalue

Max

5% critical



Trace

Trace

5% critical



37



r=0

r 1

r 2

r 3



r>0

r>1

r>2

r>3



r=0

r 1

r 2

r 3



r>0

r>1

r>2

r>3



r=0

r 1

r 2

r 3



r>0

r>1

r>2

r>3



r=0

r 1

r 2

r 3



r>0

r>1

r>2

r>3



statstic

statstic

Mơ hình (1)

45.49235

27.58434

88.01203

21.63101

21.13162

42.51968

13.73935

14.26460

20.88867

7.149326

3.841466

7.149326

Mơ hình (2)

59.74455

27.58434

100.3368

31.45596

21.13162

40.59226

8.323696

14.26460

9.136307

0.812611

3.841466

0.812611

Mơ hình (3)

42.74788

24.15921

84.94195

26.35551

17.79730

49.06431

25.48831

11.22480

18.92462

10.03400

4.129906

8.067311

Mơ hình (4)

39.98765

24.15921

84.94195

23.47386

17.79730

49.06431

11.02322

11.22480

18.92462

8.754098

4.129906

8.067311

Nguồn: Trích xuất dữ liệu Eviews 8



47.85613

29.79707

15.49471

3.841466

47.85613

29.79707

15.49471

3.841466

40.17493

24.27596

12.32090

4.129906

40.17493

24.27596

12.32090

4.129906



Kết quả ở bảng 4.3 biểu thị các giá trị riêng lớn nhất, giá trị nhỏ nhất và giá trị

tới hạn tương ứng với các mơ hình. Các giá trị kiểm định trên giúp kiểm định giả

thuyết H0 r = 0 với các giá trị thay thế chung r = 1,2,3. Giá trị kiểm định trace statistic

luôn lớn hơn giá trị tới hạn ở tất cả các dòng cho thấy có thể bác bỏ giả thiết H 0.Giá trị

kiểm định max statistic lại chỉ ra rằng ta không thể bác bỏ giả thuyết H 0 tại r2 ở cả 4

mơ hình. Điều đó có nghĩa là có tồn tại hai vector đồng liên kết hay có thể nói có mối

quan hệ trong dài hạn giữa tỷ lệ tổng dư nợ trong hệ thống tài chính (bao gồm cả ngân

hàng và phi ngân hàng tổ chức tài chính) trên GDP danh nghĩa DEP, tỷ lệ của tổng số

tiền tiết kiệm hộ gia đình trên GDP danh nghĩa SAV, tỷ lệ của tổng số tiền cho vay và

tiền gửi trong hệ thống tài chính trên GDP danh nghĩa FIR, tỷ lệ tín dụng được phân bổ

cho các doanh nghiệp tư nhân trên tổng tín dụng trong nước PRV và các biến độc lập.



38



Sau khi xác định được 2 đồng liên kết, bước tiếp theo sẽ tiến hành kiểm định độ trễ

tối ưu phục vụ xây dựng mơ hình VECM. Kết quả kiểm định như sau:

Bảng 4.4. Xác định độ trễ tối ưu

Chỉ tiêu

Dlag2

p-value



Mơ hình 1

27.75788

[ 0.033790]



Mơ hình 2

Mơ hình 3

31.92016

27.04478

[ 0.010242]

[ 0.040988]

Nguồn: Trích xuất dữ liệu Eviews 8



Mơ hình 4

25.57208

[ 0.060355]



Như vậy mơ hình VECM phân tích mối quan hệ giữa độ mở tài chính, thương

mại và sự phát triển tài chính được ước lượng với 2 độ trễ.

Sau khi tiến hành kiểm định đồng liên kết tác giả tiến hành kiểm định mối quan

hệ nhân quả với 2 độ trễ nhằm xác định mối quan hệ hai chiều giữa biến độc lập độ mở

tài chính, thương mại và sự phát triển tài chính của Việt Nam.

4.2.3 Kiểm định quan hệ nhân quả (Granger causibility)

Vì dữ liệu có mối quan hệ đồng tích hợp, nên phải có mối quan hệ nhân quả

giữa chúng. Mối quan hệ này là một chiều hoặc cả hai chiều (điều ngược lại không

đúng). Kiểm định Granger được thực hiện để xác định mối quan hệ nhân quả giữa sự

thay đổi của chỉ số đo lường sự phát triển tài chính LNFIR, LNSAV, LNPRV, LNDEPT

và các biến độc lập và kiểm soát LNTO, LNFO, LNFO x LNTO,LNGOV,

LNENROLL, LNSTATE, LNGDP được phân chia theo thứ tự mơ hình 4 đến mơ hình

7.

Kết quả kiểm định Granger causality tương ứng với 4 mơ hình lần lượt được

trình bày cụ thể trong bảng 4.5 đến bảng 4.8 như sau:

Bảng 4.5. Kiểm định Granger causibility (mơ hình 1)

Equation

Lndebt → Lnto

Lnto→Lndebt

Lndebt → Lnfo

Lnfo→Lndebt

Lndebt →Lnfolnto

Lnfolnto→Lndebt



chi2

Prob > chi2

0.170971

0.9181

1.835820

0.3994

8.396754

0.0150

0.263423

0.8766

3.458013

0.1775

0.094950

0.9536

Nguồn: Trích xuất dữ liệu Eviews 8



39



Kết quả: Kết quả kiểm định Chi2 cho thấy chấp nhận giả thiết H0: biến độ mở

tài chính đo lường bằng tỷ lệ tổng dư nợ trong hệ thống tài chính (bao gồm cả ngân

hàng và phi ngân hàng, tổ chức tài chính) trên GDP danh nghĩa (DEPT) khơng tồn tại

mối quan hệ nhân quả hai chiều đối với các biến TO, FO, FO*TO (chấp nhận giả

thuyết H0 ở mức ý nghĩa 5%).

Bảng 4.6. Kiểm định Granger causibility (mơ hình 2)

Equation

Lnsav → Lnto

Lnto→Lnsav

Lnsav → Lnfo

Lnfo→Lnsav

Lnsav →Lnfolnto

Lnfolnto→Lnsav



chi2

Prob > chi2

3.148566

0.2072

1.560994

0.4582

0.155744

0.9251

0.710316

0.7011

4.275244

0.1179

1.711035

0.4251

Nguồn: Trích xuất dữ liệu Eviews 8



Kết quả: Kết quả kiểm định Chi2 chấp nhận giả thuyết H0, cho thấy khơng có

tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa biến độ mở tài chính đo lương bằng tỷ lệ của tổng số

tiền tiết kiệm hộ gia đình trên GDP danh nghĩa (SAV) và các biến TO, FO, TO*FO.

Bảng 4.7. Kiểm định Granger causibility (mô hình 3)

Equation

Lnprv → Lnto

Lnto→Lnprv

Lnprv → Lnfo

Lnfo→Lnprv

Lnprv →Lnfolnto

Lnfolnto→Lnprv



chi2

Prob > chi2

1.710768

0.4251

0.657331

0.7199

0.136526

0.9340

5.587832

0.0612

5.565907

0.0619

5.766811

0.0559

Nguồn: Trích xuất dữ liệu Eviews 8



Kết quả: Kết quả kiểm định Chi2 chấp nhận giả thuyết H0, cho thấy biến độ mở

tài chính đo lường bằng tỷ lệ tín dụng được phân bổ cho các doanh nghiệp tư nhân trên

tổng tín dụng trong nước (PRV) và các biến TO, FO, TO*FO khơng có mối quan hệ

nhân quả hai chiều.

Bảng 4.8. Kiểm định Granger causibility (Mơ hình 4)

Equation



chi2



Prob > chi2



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Tải bản đầy đủ ngay(0 tr)

×