Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

 

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
KHOA KINH TẾ PHÁT TRIỂN
NGÀNH KẾ HOẠCH VÀ ĐẦU TƯ
X^]W

 
 
 
 

ĐỀ TÀI TỐT NGHIỆP: 

PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ NHÂN QUẢ GIỮA TIẾT 
KIỆM VÀ ĐẦU TƯ Ở VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 
 1986 – 2009 
 

 
GVHD
SVTH
Lớp
Khóa
MSSV

 
Nguyễn Hoàng Bảo
Hoàng Quốc Bình 

 
 

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 2 
 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

TÓM TẮT ĐỀ TÀI

Trong bài viết này tác giả muốn kiểm tra mối quan hệ dài hạn giữa tiết
kiệm và đầu tư trong trường hợp của Việt Nam, đất nước đang đi trên con đường
công nghiệp hóa hiện đại hóa. Hiểu biết về mối quan hệ giữa tiết kiệm-đầu tư sẽ
cung cấp một cái nhìn sâu sắc và quan trọng trong quá trình phát triển kinh tế
của đất nước. Đề tài này sử dụng các phương pháp tiếp cận đồng liên kết khác
nhau và mô hình VECM để đánh giá hai biến tiết kiệm và đầu tư có mối quan
hệ dài hạn với nhau hay không, mạnh hay yếu, tiết kiệm ảnh hưởng đến đầu tư
hay đầu tư ảnh hưởng đến tiết kiệm hay mối quan hệ nhân quả từ cả hai phía từ
đó đánh giá những chính sách tác động đến tiết kiệm đầu tư tại Việt Nam, mối
quan hệ này được phân tích bằng việc sử dụng các dữ liệu kinh tế vĩ mô trong
thời gian từ 1986 đến năm 2009.
Chú thích: Việc sử dụng dữ liệu giới hạn thời gian gần đây từ 1986-2009 là
đủ để cho phép chuỗi thời gian điều tra có ý nghĩa về mặt thống kê.
Từ khóa: Đầu tư, Tiết kiệm, Đồng liên kết, Mô hình nhân quả

SVTH: Hoàng Quốc Binh 


KẾT QUẢ THỤC NGHIỆM ................................................................................................... 29 
4.1 THỐNG KÊ MÔ TẢ ........................................................................................................... 29 
4.2 KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ ........................................................................................ 31 
4.3 KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT .......................................................................................... 33 
4.4 KIỂM ĐỊNH NHÂN QUẢ .................................................................................................. 36 
CHƯƠNG V ................................................................................................................... 40 
KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ .................................................................................................. 40 
PHỤ LỤC ........................................................................................................................... 42 

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 4 
 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

CHƯƠNG I

GIỚI THIỆU

Chương này trình bày những giới thiệu chung về đề tài nghiên cứu. Cơ sở
hình thành đề tài, mục tiêu, phương pháp, ý nghĩa cũng như phạm vi nghiên cứu
của đề tài. Xuất phát từ ý tưởng và mục tiêu đó, nghiên cứu cũng cụ thể hoá các
câu hỏi mà sẽ được trả lời trong suốt đề tài, sau cùng là trình bày bố cục của đề
tài nghiên cứu.
1.1.

ĐẶT VẤN ĐỀ


cho thấy mối quan hệ mật thiết giữa tiết kiệm và tỷ lệ đầu tư.Ngoài ra còn có
những nghiên cứu đánh giá tác động qua lại giữa tiết kiệm và đầu tư trong
trường hợp tỷ giá hối đoái thả nổi, chế độ kiểm soát vốn (Miller 1988, Alexakis
va Apergis 1994, Ho 1999, De Vita và Abbott 2002, Ozmen va Parmaksiz 2003,
Schmidt 2003, Narayan 2003). Các kết quả nghiên cứu thực nghiệm vẫn còn
chưa rõ ràng.
Ý kiến thứ hai, cũng khởi đầu từ cách tiếp cận của Feldstein-Horioka, đã cố
gắng cho rằng mối tương quan giữa tiết kiệm và đầu tư là do yếu tố vĩ mô tác
động như quy mô của một quốc gia (Baxter và Crucini 1993), khả năng thanh
toán hiện tại (Coakley et al., 1996), cơ cấu tài chính (Kasuga, 2004) và hang hóa
phi ngoại thương (Murphy 1986 Wong 1990). Mặc dù ý kiến giải thích khác
nhau đã được đề xuất cho mối quan hệ giữa tiết kiệm và đầu tư với sự hiện diện
của vốn lưu động, nhưng kết quả thực nghiệm vẫn còn mơ hồ.
Solow (2001) lập luận rằng một mô hình kinh tế nên linh hoạt trong tự
nhiên để nó có thể giải thích hết được sự tiến triển của hành vi kinh tế theo thời
gian. Từ đó mối quan hệ giữa tiết kiệm và đầu tư sẽ được quyết địng phần lớn
bởi tính chất và hoạt động của các tổ chức tài chính và chính sách kinh tế theo
đuổi của mỗi nước.
Hầu hết các mô hình này nhấn mạnh tích lũy tài sản là nguồn tăng trưởng
kinh tế quan trọng và cho rằng tỷ lệ tiết kiệm càng cao càng thúc đẩy tăng trưởng
kinh tế nhanh, vì tỷ lệ tiết kiệm cao cũng đồng nghĩa với tỷ lệ đầu tư cao. Mặc
dù, trong nền kinh tế mở, đầu tư từ bên ngoài có vai trò quan trọng đối với các
nền kinh tế đang phát triển, tuy nhiên tiết kiệm nội địa cao vẫn là một động lực
cơ bản cho tăng trưởng kinh tế. Tỷ lệ tiết kiệm nội địa và đầu tư cao là một trong
những đặc trưng cơ bản của sự thần kỳ Đông Á, Trong những năm vừa qua, Việt
Nam có thể được coi là nền kinh tế tăng trưởng nhanh và đang trong quá trình
công nghiệp hóa hiện đại hóa đất nước, do đó, tiết kiệm được khuyến khích tăng
cường để có thể tài trợ nhu cầu vốn khá lớn cho đầu tư phát triển. Vậy liệu trong
trường hợp của Việt Nam, có mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư
không, và nó vận hành như thế nào. Đề tài này sẽ kiểm tra lại tính đúng đắn của

(1) Tồn tại mối quan hệ nhân quả 1 chiều từ tiết kiệm tới tỷ lệ đầu tư hoặc
ngược lại, hay có mối quan hệ nhân quả 2 chiều, hay không tồn tại mối
quan hệ nhân quả?
(2) Tác động qua lại giữa tiết kiệm và đầu tư có ảnh hưởng đến tăng trưởng
kinh tế hay không?

1.4.

ĐỐI TƯỢNG NGHIÊN CỨU VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU

(1) Đối tượng nghiên cứu: Tiết kiệm và đầu tư tại Việt Nam.
(2) Phạm vi nghiên cứu: Sử dụng dữ liệu vĩ mô thống kê hàng năm của Việt
Nam từ năm 1986 đến năm 2009.

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 7 
 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

1.5.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Nghiên cứu này áp dụng lý thuyết đồng liên kết, phương pháp tiếp cận
đồng liên kết Engle – Granger, kết hợp với kiểm định quan hệ nhân quả
Granger dựa trên dữ liệu của Việt Nam để tìm xem có hay không có quan hệ
nhân quả hai chiều hoặc một chiều từ tiết kiệm đến đầu tư hay ngược lại. Số liệu

1986-2009.
2.1.

SƠ ĐỐ DÒNG TIẾT KIỆM VÀ ĐẦU TƯ

Các trung gian
tài chính

Người tiết kiệm-cho
vay
- Hộ gia đình
- Chính phủ
- Doanh nghiệp
- Nước ngoài

Vốn

Người đi vay-chi tiêu
đầu tư
- Hộ gia đình
- Chính phủ
- Doanh nghiệp
- Nước ngoài

Nguồn: Tài chính phát triển, chương trình giảng dạy kinh tế Fulbright

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 9 
 

VAI TRÒ CỦA TÍCH LŨY VỐN ĐỘNG LỰC CHÍNH CHO
TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ

Từ năm 1986-1990, nền kinh tế Việt Nam có bước chuyển mình sau khi
xóa bỏ nền kinh tế quan liêu bao cấp với tốc độ tăng trưởng bình quân đạt
4,72%.Từ năm 1991-1997 nền kinh tế Việt Nam bắt đầu có những khởi sắc với
tốc độ tăng trưởng trung bình đạt 8,36% và đạt mức cao nhất vào năm 1995 với
tốc độ tăng trưởng là 9,5%. Sáu năm liên tục (1992- 1997), Việt Nam đạt mức
tăng trưởng trên 8%. Do chịu ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tàichính tiền tệ

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 10 
 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

của khu vực năm 1997, tốc độ tăng trưởng của Việt Nam giảm xuống 5,8% năm
1998 và 4,8% năm 1999. Từ năm 2003 tăng trưởng kinh tế đã có sự phục hồi,
tốc độ tăng trưởng trung bình giai đoạn 2003 – 2007 đạt 8,05%, từ năm 2008
đến nay do cuộc khủng hoảng kinh tế tài chính thế giới, tốc độ tăng trưởng của
Việt Nam có xu hướng bị suy giảm. Nếu so sánh với các nước trong khu vực tốc
độ tăng trưởng kinh tế Việt Nam đứng thứ hai sau Trung Quốc, cao hơn các
nước ASEAN khác như Malaysia, Philipin, Indonesia và Thái Lan. Tốc độ tăng
trưởng của Việt Nam qua các thời kỳ được thể hiện trong hình 2. Có thể nhận
thấy, từ đầu thập niên 90 đến nay mặc dù có những dao động về tốc độ tăng
GDP nhưng nhìn chung tăng trưởng của cả giai đoạn 1990 – 2007 vẫn tương đối
ổn định. Theo chuỗi số liệu về tăng trưởng GDP của Việt Nam giai đoạn 1991 –
2005, hai tác giả Lê Xuân Bá và Nguyễn Thị Tuệ Anh đưa ra chỉ số ổn định của

Sự sụt giảm của tốc độ tăng trưởng thời kỳ 1998 đến 2003 một phần là do cuộc
khủng hoảng tài chính trong khu vực và do cơ chế chính sách ngày càng không
theo kịp với tình hình mới làm cho hiệu quả của vốn đầu tư giảm sút nhanh, dẫn
đến tỷ lệ đầu tư trong GDP tăng nhanh trong khi tốc độ tăng GDP vẫn chưa được
phục hồi so với thời kỳ trước khủng hoảng. Theo phân tích của Phạm Đỗ Chí và
Lê Việt Đức đầu tư ở Việt Nam có độ trễ từ 1 – 2 năm so với tăng trưởng.
Quan hệ giữa tăng trưởng vốn đầu tư và tăng GDP

Nguồn: 2009 World Development Indicator; ADB 2008 Adia Development Outlook;
ADB 2008 Key Indicator

2.3.

XU HƯỚNG TIẾT KIỆM VÀ ĐẦU TƯ VIỆT NAM 1986-2009

Tỷ lệ tiết kiệm toàn xã hội của Việt Nam đã tăng khá nhanh từ năm 1986
đến nay, từ 4,5% năm 1986 lên 28% năm 2009, tức là tương đương với mức tiết
kiệm trong nước của Thái Lan và cao hơn Philippins và Indonesia, tuy nhiên tỷ
lệ này còn thấp hơn với mức 40% của Malaysia hay Trung Quốc. Có thể nhận
thấy tỷ lệ tiết kiệm nội địa tăng nhanh là một trong những thành công của Việt
Nam, góp phần tạo ra và duy trì tốc độ tăng trưởng kinh tế cao trong thời gian
vừa qua. Trong suốt thập kỷ cuối của thế kỷ XX và những năm đầu của thế kỷ

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 12 
 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

Tỷ lệ đầu tư so với GDP của Việt Nam và các nước trên thế giới

2.4.

TÌNH HÌNH TIẾT KIỆM-ĐẦU TƯ VÀ TĂNG TRƯỞNG Ở VIỆT
NAM

Mặc dù đã đạt được tốc độ tăng trưởng kinh tế khá ấn tượng trong gian
đoạn 1990 - 2007, nhưng tăng trưởng của Việt Nam những năm qua chủ yếu dựa
vào những nhân tố theo chiều rộng. Chất lượng tăng trưởng đã được cải thiện thể
hiện qua sự tăng lên của năng suất các yếu tố tổng hợp (TFP) trong tăng trưởng
GDP hàng năm, từ 14,28% thời kỳ 1992-1997 lên 22,6% thời kỳ 1998-2002 và
28,2% giai đoạn 2003 đến nay, tuy nhiên, tăng trưởng do yếu tố vốn chiếm tới
52,7% và do yếu tố lao động chiếm 19,1%; tức cả hai yếu tố này còn chiếm gần
3/4 tổng cả ba yếu tố tác động đến tăng trưởng (Xem bảng dưới). So sánh với
các nước trong khu vực thì tỷ lệ đóng góp của TFP vào tăng trưởng hàng năm
của Việt Nam còn thấp hơn nhiều, tỷ lệ này của Thái Lan là 35%, của Philippin
là 41%, của Indonesia là 43%. Tỷ lệ đóng góp của các yếu tố đến tăng trưởng
kinh tế ở Việt Nam cho thấy động lực cơ bản cho tăng trưởng quá phụ thuộc vào
vốn.

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 14 
 

1.24

1.40

- TFP

1.30

1.40

2.07

Đóng góp theo tỷ lệ %

100

100

100

- Vốn

69.3

57.4

52.7

- Lao động



3.13

3.57

6.09

4.85

5.05

4.80

4.89

7.30

Nguồn: Tổng cục thống kê 2009 (GSO); Các chỉ số chính của Ngân hàng Phát
triển Châu Á (2008)
Xu hướng này đang xảy ra với vốn đầu tư toàn xã hội, đặc biệt là đối với
nguồn vốn nhà nước. ICOR tăng là một xu hướng tất yếu do sự tiến bộ về khoa
học kỹ thuật. Tuy nhiên ICOR tăng nhanh lại luôn là không bình thường và đáng
lo ngại trong quá trình phát triển của mọi nền kinh tế. ICOR ở Việt Nam thậm
chí còn cao hơn cả một số nước trong khu vực như Thái Lan, Mailaysia,
Indonesia, Trung Quốc và Ấn Độ. Điều thú vị là Ấn Độ đã đạt được tốc độ tăng
trưởng gần bằng Việt Nam từ năm 2000 cho đến nay, với tỷ suất đầu tư chỉ bằng
2/3 so với Việt Nam. Nghĩa là Ấn Độ chỉ cần 3,5 đơn vị đầu tư để tại ra 1 đơn vị
tăng trưởng, trong khi Việt Nam cần đến gần 5 đơn vị đầu tư mới tạo ra được 1
đơn vị tăng trưởng, và hiện nay con số này là 7,3 đơn vị. Trung Quốc cũng chỉ


59,8 % năm 2001 và giảm xuống còn 52% năm 2005 và 50,1% vào năm 2006.
Đặc biệt tỷ trọng đầu tư của KTNN tăng mạnh trong giai đoạn 1998 – 2002 do
việc thực thi chính sách kích cầu của nhà nước. Trong thời gian này đầu tư của
khu vực ngoài quốc doanh và khu vực có vốn đầu tư nước ngoài giảm. Trong
giai đoạn 1995 – 1997 vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài vào Việt Nam tăng mạnh
nên tỷ trọng đầu tư của khu vực này cũng tăng và chiếm đến 28,1 % tổng vốn
đầu tư toàn xã hội. Nhưng do ảnh hưởng của khủng hoảng ở Đông Á lượng vốn
FDI vào Việt Nam giảm mạnh trong thời kỳ 1998 – 2002 nên tỷ trọng khu vực
này trong tổng vốn đầu tư chỉ còn chiếm 18,2%. Nguồn FDI mới bắt đầu tăng trở
lại từ năm 2005. Đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh cũng giảm trong giai
đoạn 1997 – 2002 do ảnh hưởng của khủng hoảng ở Đông Á. Tuy nhiên tốc độ
giảm của khu vực này không nhiều do Luật Doanh nghiệp ra đời năm 2000 đã
thúc đẩy đầu tư của khu vực tư nhân. Tỷ trọng đầu tư của khu vực ngoài quốc
doanh tăng mạnh từ năm 2002 đã vượt mức 1/3 tổng vốn đầu tư toàn xã hội.

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 16 
 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

Nguồn hình thành vốn đầu tư trong nước và nước ngoài

Nguồn: Vụ tài khoản quốc gia, Tổng cục thống kê
Nếu xem xét đầu tư theo nguồn trong nước (nguồn đầu tư từ ngân sách,
DNNN, doanh nghiệp tư nhân và hộ gia đình) và nước ngoài (bao gồm nguồn
vốn của các doanh nghiệp FDI và ODA) tỷ trọng vốn đầu tư nước ngoài trong
tổng vốn đầu có xu hướng giảm, từ 41,3% năm 1995 xuống 33,4% năm 2000 và


3.1.

LÝ THUYẾT VỀ CHUỖI DỪNG

Một khái niệm quan trọng trong các quy trình phân tích chuỗi thời gian là
tính dừng. Một chuỗi dừng có đặc điểm sau đây:
9 Thể hiện xu hướng trở lại trạng thái trung bình theo một cách trong
đó dữ liệu dao động xung quanh một giá trị trung bình cố định trong
dài hạn.
9 Có một giá trị phương sai xác định không thay đổi theo thời gian
9 Có một giản đồ tự tương quan với các hệ số tự tương quan sẽ giảm
dần khi độ trễ tăng lên
Theo ngôn ngữ thống kê, các đặc điểm trên của một chuỗi thời gian
được thể hiện như sau:
E(

) là một hằng số cho tất cả các thời điểm t
E(

Var(

)=µ

) là một hằng số cho tất cả các thời điểm t
Var(

) = E(

-µ)2 =

(hoặc
); nghĩa là, giữa hai giá trị Y cách nhau k thời đoạn.
Nếu k=0, ta có , đó là phương sai của Y( ); nếu k=1,
là hiệp phương sai
giữa hai giá trị Y liền nhau
Tóm lại, nếu một chuỗi dừng, thì giá trị trung bình, phương sai, và hiệp
phương sai (ở các độ trể khác nhau) sẽ giống nhau không cần biết ta đang đo
lường chúng tại thời điểm nào; điều này có nghĩa là, các đại lượng này không
thay đổi theo thời gian. Mỗi chuỗi dữ liệu như vậy sẽ có xu hướng trở về giá trị
trung bình và những dao động xung quanh giá trị trung bình (đo bằng phương
sai) sẽ là như nhau. Trong khi đó, nếu một chuỗi thời gian không dừng theo cách
ta vừa địng nghĩa ở trên, thì ta gọi đó là chuỗi không dừng. Nói cách khác, một
chuỗi thời gian không 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.
Tại sao chuỗi thời gian dừng lại quan trọng? Có hai lý do quan trọng khi
biết một chuỗi thời gian là dừng hay không. Thứ nhất, Gujarati (2003) cho rằng
nếu một chuỗi thời gian không dừng, chúng ta chỉ có thể nghiên cứu hành vi của
nó chỉ trong khoảng thời gian đang được xem xét. Vì thế, mỗi một mẫu dữ liệu
thời gian sẽ mang một tình tiết nhất định. Kết quả là, chúng ta không thể khái
quát hóa cho các giai đoạn thời gian khác. Đối với mục đích dự báo, các chuỗi
thời gian không dừng như vậy có thể sẽ không có giá trị thực tiễn. Vì như chúng
ta đã biết, trong dự báo chuỗi thời gian, chúng ta luôn giả địng rằng xu hướng
vận động của dữ liệu trong quá khứ và hiện tại được duy trì cho các giai đoạn
tương lai. Và như vậy chúng ta không thể dự báo được điều gì cho tương lai nếu
như bản than dữ liệu luôn thay đổi. Hơn nữa, đối với phân tích hồi quy, nếu
chuỗi thời gian khônng dừng thì tất cả các kết quả điển hình của một phân tích
hồi quy tuyến tính cổ điển sẽ không có giá trị, không có ý nghĩa và thường được
gọi là hiện tượng “hồi quy giả mạo”. Thứ hai, khi biết dữ liệu dừng hay không,
chúng ta sẽ giới hạn được số mô hình dự báo phù hợp nhất cho dữ liệu.
3.2.

tích lũy. Những tiến trình sai số tích lũy thường được gọi là xu thế ngẫu nhiên và
chúng ta có thể hy vọng là chúng liên kết tạo ra tiến trình không dừng khác. Tuy
nhiên trong trường hợp đặc biệt hai biến thực sự có quan hệ với nhau thì chúng
ta chờ đợi 2 biến di chuyển cùng nhau và vì vậy hai xu thế ngẫu nhiên sẽ tương
tự như nhau, khi kết hợp chúng lại có thể thấy một mối liên kết đã loại bỏ tính
không dừng. Trong trường hợp cụ thể này, ta nói các biến đã bị đồng liên kết
(Asteriou and Hall, 2007). Đồng liên kết trở thành một yêu cầu trước tiên cho
bất cứ mô hình kinh tế sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian không dừng. Nếu các
biến không đồng liên kết, thì thường gặp phải hồi quy giả mạo và sự vận động
của kinh tế trở nên vô nghĩa. Nếu xu thế ngẫu nhiên loại bỏ lẫn nhau thì ta có
đồng liên kết.
Giả sử, thực sự có mối quan hệ dài hạn giữa Y t và Xt mặc dù chúng tăng
lên theo thời gian (vì chúng bị xu thế), thì sẽ có một xu thế chung kết nối chúng
với nhau. Để tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn, đòi hỏi liên kết tuyến tính
giữa Yt và Xt là một biến dừng (I(0)). Chúng ta có thể biểu diễn mối liên kết
tuyến tính đó qua mô hình hồi quy sau:
Yt = β1 + β2 Xt + ut

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

(1)

 20 
 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

Và phần dư có là:
= Yt Nếu


Xt = b20 – b21 Yt + g22 Yt-1 + g22 Xt-1 + uxt

(4)

Giả sử cả hai biến Yt và Xt là biến dừng; uyt và uxt là những sai số nhiễu,
không tương quan với nhau. Hệ phương trình này không phải là dạng phương
trình rút gọn khi Yt và Xt đồng thời tác động lên nhau.
Theo Asteriou (2007), mô hình VAR có một số đặc tính tốt. Đầu tiên, nó
rất đơn giản vì chúng ta không phải lo lắng về việc xác định biến nội sinh hay
ngoại sinh. Thứ hai, ước lượng rất đơn giản, mỗi phương trình có thể được ước
lượng với phương pháp OLS thông thường. Thứ ba, trong nhiều trường hợp, dự

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 21 
 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

Theo Asteriou (2007), một trong những đặc tính tốt của mô hình VAR là
chúng cho phép chúng ta kiểm tra chiều hướng của mối quan hệ nhân quả. Quan
hệ nhân quả trong kinh tế khác với khái niệm sử dụng hàng ngày, nó đề cập
nhiều hơn tới khả năng một biến dự đoán gây hệ quả cho các biến khác.
Giả sử hai biến Yt và Xt, ảnh hưởng lẫn nhau với những độ trễ đã được
phân phối. Mối quan hệ giữa Yt và Xt có thể được nắm bắt bởi mô hình VAR.
Trong trường hợp này, những tình huống có thể xảy ra là (a) Yt là nguyên nhân
của Xt, (b) Xt là nguyên nhân của Yt, (c) có quan hệ hai chiều (quan hệ nhân quả
giữa các biến số), và cuối cùng (d) hai biến độc lập.


(3)

 22 
 


Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa tiết kiệm và đầu tư ở Việt Nam

Để lựa chọn phương trình tốt nhất, trước tiên phải vẽ đồ thị mỗi chuỗi số
liệu, sau đó quan sát đồ thị bởi vì nó có thể cho thấy xu thế xác định của biến
độc lập.
Esso (2010) chỉ ra rằng xu thế xác định ảnh hưởng đến kết quả của kiểm
định nghiệm đơn vị vì nhiều nghiên cứu trước đây đã cho thấy kiểm định nghiệm
đơn vị theo cách thông thường bị sai khi bác bỏ giả thiết nghiệm đơn vị đối với
chuỗi dừng xu thế. Perron (1989) cho rằng kiểm định nghiệm đơn vị Dickey
và Fuller (1979) là không phù hợp nếu thay thế vào đó là một thành phần nhiễu
dừng với sự phá vỡ độ dốc của xu thế xác định. Ông đề xuất một kiểm định
nghiệm đơn vị cho phép sự phá vỡ cấu trúc với 3 mô hình thay thế nhau: mô
hình sự phá vỡ (crash model) nghĩa là di chuyển điểm chặn, mô hình khuếch đại
thay đổi (changing growth model) tức là thay đổi độ dốc, và thay đổi cả điểm
chặn và độ dốc. Nhưng mặt khác, kiểm định Perron (1989) cũng bị chỉ trích vì
ông coi thời điểm của sự phá vỡ nằm ngoài mô hình. (Christiano, 1992; Altinay
và Karagol, 2004). Zivot và Andrews (1992) tiếp tục phát triển kiểm định
nghiệm đơn vị Perron, coi các điểm dừng (τb) là nội sinh. Để kiểm định nghiệm
đơn vị chống lại quá trình dừng xu thế kèm theo sự phá vỡ cấu trúc cả độ dốc và
đường thẳng, các hồi quy sau đây được sử dụng:

Yt = μ + θDUt(τb) + βT + αYt – 1 +


nghiệm đơn vị Zivot và Andrews (1992) bác bỏ giả thiết H0 của nghiệm đơn vị
nếu tα < giá trị t.
3.5.

KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT

Nếu X hoặc Y không dừng và đồng liên kết, thì kiểm định nhân quả
Granger thông thường sẽ không phù hợp và thay vào đó là một kiểm định toàn
diện hơn của quan hệ nhân quả dựa trên mô hình sửa lỗi (ECM) (Engle và
Granger, 1987). Tuy nhiên, nếu X và Y đều không dừng và liên kết tuyến tính
của chuỗi hai biến không dừng, thì nên sử dụng kiểm định nhân quả Granger
thông thường (Toda và Phillips, năm 1993; Yoo và Kwak, 2004). Vì vậy, cần
thiết kiểm tra đặc điểm của đồng liên kết giữa hai chuỗi số liệu tiết kiệm và đầu
tư trước khi thực hiện kiểm định nhân quả Granger.
Sau khi cả hai chuỗi có bậc tích hợp như nhau, chúng ta có thể tiến hành
kiểm định đồng liên kết để xem có mối quan hệ dài hạn, ổn định giữa các biến
hay không. Theo Engle và Granger (1987), một liên kết tuyến tính của 2 hay
nhiều chuỗi không dừng (với cùng bậc tích hợp) có thể dừng. Nếu như một liên
kết tuyến tính dừng tồn tại, các chuỗi được coi là đồng liên kết và tồn tại mối
quan hệ cân bằng dài hạn. Nhờ có sự tồn tại của đồng liên kết nên mặc dù các
chuỗi số liệu được không dừng nhưng cũng không thể dạt ra xa mẫu. Đồng liên
kết ám chỉ mối quan hệ nhân quả tồn tại giữa hai biến, nhưng không biểu thị
hướng của mối quan hệ nhân quả. Sự hiện diện của đồng liên kết giữa các biến
có thể loại bỏ hồi quy giả mạo (Belloumi, 2010). Có nhiều phương pháp tiếp cận
khác nhau để kiểm định đồng liên kết, như phương pháp của Engle và Granger,
của Johansen, của Gregory và Hansen. phương pháp kiểm định giới hạn ARDL.
3.5.1. Quy trình kiểm định đồng liên kết Engle và Granger :
Bước 1: Kiểm tra bậc liên kết
Đầu tiên là ứng dụng kiểm định ADF để xác định bậc liên kết của mỗi
biến. Theo Asteriou và Hall (2007), có ba trường hợp có thể có:

Y1 +

(7b)

Hoặc

Nếu không có đồng liên kết, kết quả thu được sẽ là giả mạo, chúng ta sẽ
áp dụng kiểm định quan hệ nhân quả Granger thông thường để cho điều tra mối
quan hệ ngắn hạn. Tuy nhiên, nếu các biến đồng liên kết, thì sử dụng hồi quy
OLS ước lượng cho tham số
. Trong trường hợp này sẽ áp dụng kiểm định
quan hệ nhân quả Granger VECM để phân tích mối quan hệ ngắn hạn và dài
hạn.
Bước 3: Kiểm tra (đồng liên kết) bậc tích hợp của phần dư
Tiến hành ước lượng phần dư
. Nếu phần dư của mối quan hệ dài hạn
là chuỗi dừng thì Yt và Xt đồng liên kết.
3.5.2. Kiểm định đồng liên kết của Johansen, của Gregory và
Hansen
Theo Belloumi (2010), cách tiếp cận hai chiều của Engle và Granger là rất
hạn chế vì nó có thể được áp dụng chỉ khi có một quan hệ đồng liên kết. Và
phương pháp thông dụng nhất là kiểm định đồng liên kết của Johansen. Kiểm
định này xác định số lượng đồng liên kết. Có 2 loại kiểm định Johansen, một là
dựa trên số liệu thống kê, hai là dựa trên giá trị riêng tối đa.

SVTH: Hoàng Quốc Binh 

 25