4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu
4.1. Kết quả nghiên cứu
4.1.1 Thống kê mô tả
Thống kê mô tả của các biến sử dụng trong luận văn được trình bày ở bảng 6.
Bảng 6: Thống kê mô tả các biến trong mô hình
tt 324 417.6738 887.7741 0 5643.19 dc 324 56.73053 44.1428 4.355085 201.5771 m2 324 57.5475 40.55997 12.99833 247.824 tr 322 78.77983 33.22145 27.62945 174.6964 gov 322 12.41072 3.538212 3.460375 21.83449 pri 303 106.527 11.76409 70.43537 139.6437 inf 324 6.486863 8.206114 -1.710337 96.09412 gi 324 23.2022 6.626762 11.297 58.301 remy 322 5.591847 5.362041 .0013918 26.04868 ypcr 324 3.290022 .4277889 2.50988 3.959226 ypcg 323 2.681186 3.283493 -7.747776 15.41458 Variable Obs Mean Std. Dev. Min Max
Bảng 7 trình bày ma trận tương quan giữa các biến trong mô hình. Nhìn vào kết quả các hệ số tương quan hầu hết nhỏ hơn 0.5 nên mô hình không bị hiện tượng đa cộng tuyến. Riêng hệ số tương quan giữa kiều hối (REMY), phát triển tài chính (M2), (DC), và biến tương tác (TT) giữa kiều hối và phát triển triển tài chính có hệ số tương quan cao có thể dẫn đến hàm hồi quy bị đa cộng tuyến. Vấn đề này được xử lý bởi phương pháp GMM
Bảng 7: Ma trận tự tương quan giữa các biến
tt 0.0414 0.1945 0.7661 0.1786 -0.0603 -0.0988 0.1531 0.4622 0.8268 0.5174 1.0000 dc 0.0414 0.4698 0.1824 0.1413 -0.0450 -0.1877 0.3645 0.2860 0.8104 1.0000 m2 0.1022 0.3682 0.4779 0.2709 -0.1030 -0.1925 0.1898 0.4948 1.0000 tr 0.2934 -0.0955 0.4817 0.4814 -0.0663 0.0861 -0.1229 1.0000 gov -0.2504 0.4356 0.1005 -0.1146 -0.0398 -0.0352 1.0000 pri 0.0986 -0.0085 -0.0842 -0.0979 0.0095 1.0000 inf 0.0067 0.0672 -0.0091 0.0102 1.0000 gi 0.4095 0.0263 0.2126 1.0000 remy -0.0737 -0.0212 1.0000 ypcr -0.0486 1.0000 ypcg 1.0000 ypcg ypcr remy gi inf pri gov tr m2 dc tt
4.1.2 Kết quả nghiên cứu chính
Đầu tiên, tôi hồi quy biến tăng trưởng kinh tế YPCG theo các biến YCPR, GI, INF, FRI, GOV, TR. Kết quả hồi quy được trình bày ở bảng 8
Bảng 8: Tác động của kiều hối đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển:
Instruments: L.ypcr gi inf pri gov tr L.remy Instrumented: remy _cons -2.736971 2.100814 -1.30 0.193 -6.854491 1.38055 tr .0215244 .0063627 3.38 0.001 .0090538 .033995 gov -.1345771 .0493164 -2.73 0.006 -.2312355 -.0379188 pri .0278327 .013349 2.09 0.037 .0016691 .0539963 inf .000022 .0432218 0.00 1.000 -.0846911 .0847351 gi .1546029 .0358562 4.31 0.000 .084326 .2248798 L1. -.1124473 .4839159 -0.23 0.816 -1.060905 .8360105 ypcr remy -.1379544 .0363474 -3.80 0.000 -.2091941 -.0667147 ypcg Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Robust
GMM weight matrix: Robust Root MSE = 2.7688 R-squared = 0.2621 Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(7) = 101.68 Instrumental variables (GMM) regression Number of obs = 270
Hệ số hồi quy biến REMY âm, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này cho thấy kiều hối có tác động nghịch chiều đối với tăng trưởng kinh tế. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu củaChami, Fullenkamp, và Jahjah (2003). Điều này được giải thích bởi nguồn kiều hối chuyển về quê hương được những người tiếp nhận xem là nguồn thay thế cho thu nhập của lao động, làm giảm động cơ làm việc từ đó dẫn đến làm giảm tăng trưởng kinh tế.
Hệ số hồi quy biến GI dương, có ý nghĩa thống kê ở mức1%. Kết quả này hàm ý rằng đầu tư trong nước là động lực tích cực đối với tăng trưởng kinh tế, đầu tư tăng tạo nền tảng, điều kiện để kinh tế tăng trưởng. Kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu Nyamongo, Misati, Kipyegon và Ndirangu (2012).
Hệ số hồi quy biến INF dương, nhưng không có ý nghĩa thống kê.
Hệ số hồi quy biến PRI dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Kết quả này hàm ý rằng chỉ số nguồn nhân lực có tác động tích cực đối tới tăng trưởng kinh tế. Kết quả này thống nhất với các lý thuyết kinh tế trước đây.
Hệ số hồi quy biến GOV âm, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này hàm ý rằng tỷ lệ chi tiêu chính phủ có tác động ngược chiều với tăng trưởng kinh tế. Điều này được giải thích bởi tác động hất ra của chi tiêu của chính phủ với khu vực tư nhân hoặc là sự lãng phí trong chi tiêu công của chính phủ cũng làm giảm sự tăng trưởng kinh tế.
Hệ số hồi quy biến TR dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này hàm ý rằng độ mở thương mại của quốc gia có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế.
Để kiểm định tính vững của mô hình, tôi dùng kiểm định C để kiểm định biến công cụ là biến trễ của tỷ lệ kiều hối trên GDP có bị nội sinh hay không. Kết quả thể hiện ở bảng 9.
Bảng 9: Kiểm định biến công cụ
GMM C statistic chi2(1) = .279711 (p = 0.5969) Ho: variables are exogenous
Test of endogeneity (orthogonality conditions)
Kiểm định Sargan có p-value = 0.596 > 0.1,
Có thể chấp nhận giả thuyết Ho: biến công cụ là biến ngoại sinh, tức biến công cụ đưa vào mô hình là phù hợp.
Như kết quả đã nêu ở trên kiều hối có tác động âm đến tăng trưởng. Tiếp theo, để xem xét phát triển tài chính có tác động đến tăng trưởng kinh tế hay không, tôi đưa thêm biến tỷ lệ mở rộng cung tiền M2 trên GDP vào mô hình hồi quy. Phương pháp ước lượng GMM và biến công cụ là độ trễ của tỷ lệ kiều hối trên GDP vẫn được sử dụng. Kết quả hồi quy được trình bày ở bảng 10:
Bảng 10: Tác động của tỷ lệ mở rộng cung tiền trên GDP đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển:
Instruments: L.ypcr gi inf pri gov tr m2 L.remy Instrumented: remy _cons -2.232957 2.062708 -1.08 0.279 -6.27579 1.809877 m2 .0120095 .0057027 2.11 0.035 .0008324 .0231866 tr .0151047 .0069593 2.17 0.030 .0014646 .0287448 gov -.1384596 .0491994 -2.81 0.005 -.2348887 -.0420305 pri .0366118 .0133747 2.74 0.006 .0103978 .0628258 inf .0068705 .044437 0.15 0.877 -.0802245 .0939655 gi .1553556 .0356189 4.36 0.000 .0855439 .2251673 L1. -.5674325 .5070412 -1.12 0.263 -1.561215 .42635 ypcr remy -.1619877 .0334351 -4.84 0.000 -.2275192 -.0964561 ypcg Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Robust
GMM weight matrix: Robust Root MSE = 2.748 R-squared = 0.2731 Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(8) = 108.09 Instrumental variables (GMM) regression Number of obs = 270
Dựa trên bảng kết quả hồi quy cho thấy, hệ số hồi quy của biến REMY vẫn âm, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Nghĩa là, khi đưa thêm nhân tố phát triển tài chính được đo lường bằng chỉ tiêu M2 vào mô hình, tác động nghịch chiều của kiều hối đến tăng trưởng kinh tế vẫn không đổi.
Hệ số hồi quy của biến M2 dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Điều này chỉ ra rằng phát triển tài chính được đo lường bằng chỉ tiêu tỷ lệ mở rộng cung tiền trên GDP có tác động tích cực đối với tăng trưởng kinh tế trong mẫu nghiên cứu. Một quốc gia có hệ thống tài chính phát triển, sẽ có khả năng thu hút và phân phối nguồn vốn đầu tư tốt, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Hệ số hồi quy của các biến GI, PRI, TR vẫn dương, có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy tăng trưởng kinh tế trong nước vẫn chịu tác động tích cực của tổng đầu tư, chỉ số phát triển con người, và độ mở thương mại. Hệ số hồi quy của biến GOV là âm, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này có nghĩa khi thêm biến M2 vào mô hình thì tỷ lệ chi tiêu của chính phủ vẫn tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế.
Để kiểm định tính vững của mô hình khi đưa thêm biến tỷ lệ mở rộng cung tiền M2 trên GDP, tôi dùng kiểm định Sargan để kiểm định biến công cụ là biến trễ của tỷ lệ kiều hối trên GDP có bị nội sinh hay không. Kết quả thể hiện ở bảng 11.
Bảng 11: Kiểm định biến công cụ
GMM C statistic chi2(1) = .160349 (p = 0.6888) Ho: variables are exogenous
Test of endogeneity (orthogonality conditions)
Kiểm định Sargan có p-value = 0.6888 > 0.1,
Có thể chấp nhận giả thuyết Ho: biến công cụ là biến ngoại sinh, tức biến công cụ đưa vào mô hình là phù hợp.
Để đo lường nhân tố phát triển tài chính, ngoài biến tỷ lệ mở rộng cung tiền M2 trên GDP, luận văn còn sử dụng biến DC là tỷ lệ tín dụng nội địa của tư nhân trên GDP. Biến DC thể hiện nguồn vốn thực sự được chuyển đến khu vực tư nhân. Phương pháp ước lượng GMM và biến công cụ là độ trễ của tỷ lệ kiều hối trên GDP vẫn được sử dụng. Bảng 12 trình bày kết quả hồi quy khi thay thế biến M2 bằng biến DC.
Bảng 12: Tác động của tỷ lệ tín dụng nội địa trên GDP đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển:
Instruments: L.ypcr gi inf pri gov tr dc L.remy Instrumented: remy _cons -2.329574 2.124246 -1.10 0.273 -6.49302 1.833871 dc .0076436 .0047503 1.61 0.108 -.0016669 .0169541 tr .0173288 .0068909 2.51 0.012 .0038229 .0308347 gov -.1565699 .0507223 -3.09 0.002 -.2559838 -.0571561 pri .0343225 .013597 2.52 0.012 .0076729 .060972 inf .0012553 .0431717 0.03 0.977 -.0833596 .0858702 gi .1567025 .0358098 4.38 0.000 .0865166 .2268884 L1. -.4140121 .5375077 -0.77 0.441 -1.467508 .6394837 ypcr remy -.1355975 .0359444 -3.77 0.000 -.2060472 -.0651477 ypcg Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Robust
GMM weight matrix: Robust Root MSE = 2.7577 R-squared = 0.2680 Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(8) = 104.17 Instrumental variables (GMM) regression Number of obs = 270
Kết quả hồi quy cho thấy, hệ số hồi quy của biến REMY vẫn âm, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Như vậy, khi sử dụng chỉ tiêu tín dụng nội địa để đo lường phát triển tài chính thì kiều hối vẫn có tác động nghịch chiều đối với tăng trưởng kinh tế.
Các hệ số hồi quy của các biến GI, INF, PRI, GOV, TR vẫn tương tự như kết quả ở bảng 10 khi biến tỷ lệ mở rộng cung tiền được đưa vào mô hình. Hệ số hồi quy của biến DC dương, nhưng không có ý nghĩa thống kê. Kết quả này hàm ý rằng, khi được đo lường bằng chỉ tiêu tỷ lệ tín dụng nội địa tư nhân trên GD thì phát triển tài chính không tác động đến tăng trưởng kinh tế.
Để kiểm định tính vững của mô hình khi đưa thêm biến tỷ lệ tín dụng nội địa tư nhân trên GDP, tôi dùng kiểm định C để kiểm định biến công cụ là biến trễ của tỷ lệ kiều hối trên GDP có bị nội sinh hay không. Kết quả thể hiện ở bảng 13.
Bảng 13: Kiểm định biến công cụ
GMM C statistic chi2(1) = .250815 (p = 0.6165) Ho: variables are exogenous
Test of endogeneity (orthogonality conditions)
Kiểm định Sargan có p-value = 0.6165 > 0.1, có thể chấp nhận giả thuyết Ho: biến công cụ là biến ngoại sinh, tức biến công cụ đưa vào mô hình là phù hợp.
Cuối cùng, để xem xét mối quan hệ giữa kiều hối và tăng trưởng kinh tế tôi đưa thêm biến tương tác giữa kiều hối và phát triển kinh tế (TT) vào mô hình nghiên cứu. Chỉ báo phát triển tài chính đưa vào luận văn gồm có biến M2 và DC. Khi đưa biến biến tỷ lệ mở rộng cung tiền M2 trên GDP vào mô hình thì hệ số hồi quy có tương quan dương với tăng trưởng kinh tế và có ý nghĩa thống kê trong mô hình. Mặt khác, khi đo lường chỉ báo phát triển tài chính bằng biến tỷ lệ tín dụng nội địa tư nhân trên GDP cũng có hệ số hồi quy dương nhưng lại không có ý nghĩa thống kê. Vì vậy, tôi sẽ sử dụng biến tương tác của kiều hối và phát triển tài chính bằng cách lấy tỷ lệ kiều hối trên GDP nhân với tỷ lệ mở rộng cung tiền M2 trên GDP.
Các biến sử dụng trong mô hình bao gồm biến phụ thuộc là YPCG, biến độc lập là YPCR, REMY, M2, biến tương tác TT, các biến kiểm soát là GI, INF, GOV, TR.
Phương pháp ước lượng GMM và biến công cụ là độ trễ của tỷ lệ kiều hối trên GDP vẫn được sử dụng. Kết quả hồi quy được trình bày ở bảng 14
Bảng 14: Tác động của kiều hối và phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển:
Instruments: L.ypcr gi inf pri gov tr m2 tt L.remy Instrumented: remy _cons -.9149753 2.032789 -0.45 0.653 -4.899169 3.069218 tt .0013687 .000513 2.67 0.008 .0003633 .0023741 m2 -.0104269 .0101685 -1.03 0.305 -.0303568 .0095031 tr .0198773 .0071955 2.76 0.006 .0057744 .0339803 gov -.1282626 .0487994 -2.63 0.009 -.2239076 -.0326176 pri .0258912 .0127722 2.03 0.043 .0008581 .0509242 inf .0044021 .0438991 0.10 0.920 -.0816386 .0904427 gi .1655161 .0350848 4.72 0.000 .0967512 .234281 L1. -.4290467 .5222209 -0.82 0.411 -1.452581 .5944875 ypcr remy -.2789916 .0539768 -5.17 0.000 -.3847842 -.173199 ypcg Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Robust
GMM weight matrix: Robust Root MSE = 2.7099 R-squared = 0.2932 Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(9) = 126.42 Instrumental variables (GMM) regression Number of obs = 270
Hệ số hồi quy biến REMY âm, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hay nói cách khác, tác động âm của kiều hối đến tăng trưởng kinh tế vẫn giữ nguyên.
Hệ số hồi quy của biến tương tác giữa kiều hối và phát triển tài chính dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này cho thấy phát triển tài chính làm giảm tác động biên của kiều hối đến tăng trưởng kinh tế, tương tự như nghiên cứu Giuliano & Ruiz- Arranz (2009). Thêm vào đó, kết quả này ủng hộ cho giả thuyết tác động bổ sung của phát triển tài chính và kiều hối và cũng làm vững thêm cho kết quả nghiên cứu của Mundaca (2005), Bettin và Zazzaro (2008). Các nhà nghiên cứu cho rằng, một quốc gia có hệ thống tài chính phát triển sẽ giúp cho những kiều bào gửi tiền về nhiều hơn, từ đó lượng kiều hối sẽ nhiều hơn và thúc đẩy các dịch vụ tài chính tốt hơn bởi các tổ chức tài chính. Thêm vào đó, lượng kiều hối tăng lên cùng với các tổ chức tài chính hiệu quả có thể đưa đến nguồn vốn để thực hiện những dự án đầu tư, thúc đẩy kinh tế trong nước tăng trưởng (Terry & Wilson, 2005). Sự tăng lên trong dòng kiều hối đến các nước đang phát triển với mối quan hệ thị trường tài chính khuynh hướng có cơ hồi dần dần hoàn thiện các tổ chức tài chính và hệ thống ngân hàng. Điều này ngụ ý rằng kiều hối có vai trò bổ sung cho phát triển tài chính nhằm kích thích tăng trưởng kinh tế.
Hệ số hồi quy của biến GPCR là âm, nhưng không có ý nghĩa thống kê. Hệ số hồi quy của biến GI là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Với kết quả này ủng hộ cho quan điểm mức độ đầu tư cao dẫn đến tăng trưởng kinh tế cao hơn.
Hệ số hồi quy của biến lạm phát là dương, nhưng không có ý nghĩa thống kê.
Vai trò của nguồn nhân lực trong tăng trưởng kinh tế được đo lường bởi tỷ lệ nhập học tiểu học cũng được thể hiện trong nghiên cứu này. Hệ số hồi quy của biến PRI là dương và có ý nghĩa thống kê 5%. Kết quả này thống nhất với lý thuyết trước đây là mức độ cao hơn về nguồn nhân lực tăng cường hiệu quả của tăng trưởng kinh tế.
Vai trò của chính phủ trong tăng trưởng kinh tế của các nước đang phát triển trong mẫu nghiên cứu cũng được kiểm tra. Hệ số hồi quy của tỷ lệ chi tiêu chính phủ trên GDP là âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Với kết quả này, dường như đưa ra để ủng hộ cho quan điểm mức độ can thiệp cao hơn của chính phủ trong nền kinh tế đưa đến hậu quả giảm tăng trưởng kinh tế.
Vai trò của độ mở thương mại trong tăng trưởng kinh tế của các nước trong mẫu nghiên cứu cũng được kiểm tra trong mô hình. Hệ số hồi quy của biến TR là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này hàm ý rằng độ mở thương mại gia tăng thì thúc đẩy tăng trưởng kinh tế cao hơn.
Để kiểm định tính vững của mô hình khi đưa thêm biến tương tác giữa kiều hối và phát triển tài chính, tôi dùng kiểm định C để kiểm định biến công cụ