CHƢƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Thảo luận kết quả
4.3.2. Biến phụ thuộc GDPPCGR
Trong phần này, luận văn trình bày kết quả hồi quy mơ hình nghiên cứu ảnh hưởng của dịng vốn nước ngồi đến tăng trưởng kinh tế (được đại diện bởi GDPPCGR) của các quốc gia đang phát triển ở Châu Á trong giai đoạn 2000 - 2016 được ước lượng bởi phương pháp hồi quy GMM. Kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 4.5. Tuy nhiên, trước khi tiến hành phân tích các kết quả đạt được, luận văn thực hiện việc xem rằng liệu kết quả thu được từ cách hồi quy mơ hình nghiên cứu bởi phương pháp GMM có đáng tin cậy hay khơng bằng cách sử dụng hai kiểm định AR(2) và Hansen. Trong đó, Kiểm định AR(2) xem xét hiện tượng tự tương quan bậc 02 và kiểm định Hansen xem xét tính phù hợp của các biến cơng cụ được
sử dụng trong phương pháp GMM. Dựa vào các kết quả kiểm định trong bảng 4.5, luận văn thấy rằng giá trị p-value của kiểm định AR(2) lần lượt ở cột (1), (2) và (3) là 0.150, 0.117, và 0.216. Các giá trị p-value này đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10%. Điều này cho thấy rằng, luận văn không thể bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định: không tồn tại tự tương quan. Nói cách khác, hiện tượng tự tương quan bậc hai khơng tồn tại trong mơ hình nghiên cứu ảnh hưởng của dịng vốn nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế (được đại diện bởi GDPPCGR) của các quốc gia đang phát triển ở Châu Á trong giai đoạn 2000 - 2016 khi ước lượng bởi phương pháp GMM. Tương tự vậy luận văn thấy rằng, giá trị p-value của kiểm định Hansen lần lượt ở cột (1), (2) và (3) là 0.518, 0.597, và 0.456. Các giá trị p-value này đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10%. Điều này cho thấy rằng, luận văn không thể bác bỏ giả thuyết H0 của kiểm định: các biến công cụ không tương quan với phần dư của mơ hình nghiên cứu. Nói cách khác, các biến công cụ được sử dụng trong phương pháp GMM có thể giải quyết vấn đề nội sinh trong mơ hình nghiên cứu ảnh hưởng của dịng vốn nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế (được đại diện bởi GDPPCGR) của các quốc gia đang phát triển ở Châu Á trong giai đoạn 2000 - 2016 . Từ đây có thể thấy rằng, kết quả có được do sử dụng phương pháp GMM hồi quy mơ hình nghiên cứu là phù hợp và đáng tin cậy nhằm mục đích dùng để phân tích.
Tiếp theo, luận văn thảo luận kết quả nghiên cứu mơ hình ảnh hưởng của dịng vốn nước ngồi đến tăng trưởng kinh tế (được đại diện bởi GDPGR) của các quốc gia đang phát triển ở Châu Á trong giai đoạn 2000 - 2016 . Đầu tiên, giá trị hệ số hồi quy của biến trễ biến phụ thuộc lần lượt ở cột (1), (2) và (3) bằng 0.4559, 0.5367, và 0.2795 và tất cả đều ý nghĩa ở mức thống kê 1%. Kết quả này cho thấy rằng, tăng trưởng kinh tế ở kỳ trước sẽ có thể thúc đẩy tăng trưởng kinh tế của kỳ hiện tại. Nói cách khác, khi tăng trưởng kinh ở năm trước tăng 1% thì sẽ thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở năm này tăng từ 0.2795% đến 0.5367%.
Bảng 4.5. Kết quả ảnh hƣởng của dòng vốn nƣớc ngoài đến tăng trƣởng kinh tế GDPPCGR GDPPCGR Hệ số (1) Hệ số (2) Hệ số (3) GDPPCGR(-1) 0.4559*** (6.41) 0.5367*** (19.92) 0.2795*** (26.80) FDI -0.1142*** (-3.30) -0.0504*** (-5.38) AID -0.0422*** (-4.70) -0.0978*** (-15.73) SAV -0.2939*** (-4.40) -0.0152** (-2.23) -0.0245*** (-5.16) INV 0.2819*** (6.79) 0.0485*** (7.72) 0.0368*** (8.95) TRADE 0.0074 (1.04) 0.0207*** (3.77) 0.0087*** (4.73) GOVEXP -0.3751*** (-7.78) -0.0131* (-1.80) 0.0111 (1.39) INF 0.2069*** (3.41) 0.0813*** (8.58) 0.3134*** (32.19) POPGR 3.3918* (1.74) 1.0468*** (3.96) -0.1919 (-1.64) HỆ SỐ CHẶN 0.4078 (0.42) -2.5434*** (-3.50) 0.4882 (1.56) AR(1) 0.021 0.002 0.001 AR(2) 0.15 0.117 0.216 HANSEN 0.518 0.597 0.456
Trong đó, các kết quả trong bảng kết quả thu được từ việc ước lượng bởi phương pháp hồi quy GMM hệ thống hai bước. Giá trị trong dấu ( ) thể hiện giá trị thống kê t. Đồng thời, cột (1) trình bày mơ hình nghiên cứu ảnh hưởng của dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế, cột (2) trình bày mơ hình nghiên cứu ảnh hưởng của dịng vốn viện trợ nước ngồi đến tăng trưởng kinh tế và cột (3) trình bày mơ hình nghiên cứu ảnh hưởng của dịng vốn nước ngồi đến tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, AR(1) và AR(2) lần lượt kiểm định tự tương quan bậc 01 và bậc 02. Hansen kiểm định sự phù hợp của các biến công cụ được sử dụng trong phương pháp hồi quy GMM. Ngoài ra, *, ** , *** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Kết quả chạy mơ hình của tác giả. Dịng vốn nước ngoài được đại diện bởi dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động ngược chiều đến tăng trưởng kinh tế của các quốc gia ở mức ý nghĩa 1% với hệ số hồi quy ở cột (1) và (3) lần lượt là -0.1142 và -0.0504. Kết quả này cho thấy rằng khi dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu tăng 1% thì sẽ làm giảm tăng trưởng kinh tế của các quốc gia này khoảng 0.0504% đến 0.1142%. Điều này cũng ngụ ý rằng các quốc gia trong mẫu nghiên cứu thực hiện chính sách thu hút dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài sẽ làm cản trở tăng trưởng kinh tế của các quốc gia này. Phát hiện này có phần trái ngược với sự kỳ vọng dấu ban đầu của luận văn được đề cập trong phần 3.3, cũng như các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy bởi các nghiên cứu trước đây chẳng hạn như Borensztein và các cộng sự (1998), De Mello (1999), Benoga và Sanchez - Robles (2003), Makki và Somwaru (2004), Seetanah và Khadaroo (2007), Hansen và Anis (2012), Gui-Diby (2014) và Iamsiraroj (2016). Nhưng kết quả này lại phù hợp với các phát hiện trước đây của Eller và các cộng sự (2005), Herzer (2010), Antwi và Zhao (2013). Kết quả có thể hiểu như các quốc gia trong mẫu nghiên cứu chủ yếu là các quốc gia đang phát triển, đặc điểm các quốc gia đang phát triển là chất lượng thể chế yếu tương đối thấp, vốn con người không quá cao, mức độ hấp thụ dịng vốn nước ngồi cịn tương đối yếu do chính sách thực thi của quốc gia vẫn chưa được tốt. Mặt khác, như được ghi nhận bởi các nghiên cứu trước đây, dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi chỉ thật sự thúc đẩy tăng trưởng kinh tế khi quốc gia nhận đầu tư có vốn con người tương đối cao (Bengoa và các cộng sự, 2003; Li và Liu, 2005), thực thi chính sách một cách hiệu quả (Gui-Diby, 2014; Iamsiraroj, 2016) và có chất lượng thể chế đủ mạnh (Durham, 2004). Cho nên việc dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài chảy vào các quốc gia này sẽ không mang lại hiệu quả cho nền kinh tế mà gây ra sự lãng phí cũng như làm gia tăng vấn đề trục lợi, kết quả là cản trở tăng trưởng kinh tế.
Tương tự như kết quả được thể hiện ở dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi, dịng vốn viện trợ nước ngoài (AID) cũng thể hiện tác động ngược chiều đến tăng
trưởng kinh tế của các quốc gia ở mức ý nghĩa 1% với hệ số hồi quy ở cột (2) và (3) lần lượt là -0.0422 và -0.0978. Kết quả này được hiểu là khi dòng vốn viện trợ nước ngoài của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu tăng 1% thì sẽ làm giảm tăng trưởng kinh tế của các quốc gia này khoảng 0.0422% đến 0.0978%. Điều này cũng ngụ ý rằng các quốc gia trong mẫu nghiên cứu thực hiện chính sách thu hút dịng vốn viện trợ nước ngoài sẽ làm cản trở tăng trưởng kinh tế của các quốc gia này. Phát hiện này có phần trái ngược với sự kỳ vọng dấu ban đầu của luận văn được đề cập trong phần 3.3, cũng như các bằng chứng thực nghiệm được tìm thấy bởi Papanek (1973), Fayissa và El – Kaissy (1999), Karras (2006), Feeny và McGillivray (2008), Asteriou (2009). Nhưng kết quả này lại phù hợp với các phát hiện trước đây của Duc (2006), Doucouliagos và Paldam (2009), Lacerda (2010), Amassoma (2014). Có thể hiểu kết quả này như các quốc gia trong mẫu nghiên cứu chủ yếu là các quốc gia đang phát triển, đặc điểm các quốc gia đang phát triển là chất lượng thể chế yếu kém, vốn con người không cao, mức độ hấp thụ dịng vốn nước ngồi cịn yếu do chính sách thực thi của quốc gia vẫn chưa được tốt. Mặt khác, ở các quốc gia mà mơi trường thể chế bị bóp méo, dịng vốn viện trợ nước ngồi có thể sử dụng nhằm tài trợ cho tiêu dùng của chính phủ thay vì được đầu tư vào khu vực tư nhân để kích thích tăng trưởng kinh tế (Duc, 2006). Hơn thế nữa, dịng vốn viện trợ nước ngồi có thể làm giảm tích lũy vốn và nguồn cung lao động trong dài hạn (Gong và Zou, 2001). Bên cạnh đó, tùy thuộc vào điều kiện viện trợ cũng như các vấn đề liên quan đến xuất khẩu hàng hóa, dịng vốn viện trợ nước ngồi có thể cải thiện điều khoản thương mại của các đối tác có viện trợ cho quốc gia nhận viện trợ, trong khi các điều khoản này sẽ làm cho người nhận viện trợ gặp nhiều tổn thất (Krugman và Obsfeld, 2003). Ngoài ra, dịng vốn viện trợ nước ngồi chảy vào quốc gia thường xun có thể làm cho bộ máy chính trị bị tha hóa và gây hưởng xấu đến chất lượng thể thế cần thiết cho tăng trưởng kinh tế trong dài hạn (Deaton, 2013).
Hệ số hồi quy của biến tiết kiệm nội địa lần lượt ở cột (1), (2) và (3) là -0.2939, -0.0152 và -0.0245; và các hệ số hồi quy này đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả này cho thấy rằng khi tiết kiệm nội địa của quốc gia tăng
5% thì tăng trưởng kinh tế của các quốc gia này sẽ giảm 0.0152% đến 0.2939%. Điều này ngụ ý rằng tiết kiệm nội địa sẽ làm cản trở tăng trưởng kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Phát hiện này trái ngược với sự kỳ vọng dấu mà luận văn đã đề cập ở phần 3.3 và các nghiên cứu trước đây như Harrod (1939), Domar (1946), Lewis (1955), Solow (1956), Romer (1986), Lucas (1988), Rebelo (1991), Levine và Renelt (1992), Mankiw và các cộng sự (1992), Deaton (1995), Alguacil và các cộng sự (2004), Odhiambo (2009). Tuy nhiên lại phù hợp với bằng chức thực nghiệm mà Chorn và Siek (2017) đã tìm thấy trong thời gian gần đây khi cho rằng tiết kiệm nội địa sẽ làm giảm tăng trưởng kinh tế của các quốc gia. Có thể giải thích kết quả này như là các quốc gia càng có độ tiết kiệm nội địa càng cao càng cho thấy mức tiêu dùng của người dân trong nền kinh tế sẽ càng suy giảm, dẫn đến sự sụt giảm trong GPD và kết quả là tăng trưởng kinh tế của quốc gia suy giảm.
Hệ số hồi quy của biến đầu tư nội địa lần lượt ở cột (1), (2) và (3) là 0.2819, 0.0485 và 0.0368; và các hệ số hồi quy này đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này cho thấy rằng khi đầu tư nội địa của quốc gia tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế của các quốc gia này sẽ gia tăng khoảng 0.0368% đến 0.2819%. Điều này ngụ ý rằng đầu tư nội địa sẽ làm thúc đẩy kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Phát hiện này phù hợp với sự kỳ vọng dấu mà luận văn đã đề cập ở phần 3.3 và các nghiên cứu trước đây như Kormendi và Meguire (1985), Romer (1986), Lucas (1988), Grier và Tullock (1989), Barro (1991), Levine và Renelt (1991), Rebelo (1991), Mankiw và các cộng sự (1992), Fischer (1993), Barro và Sala-iMartin (1999), Le và Suruga (2005), Tang và các cộng sự (2008), Adams (2009), Rafique và các cộng sự (2013), Warner (2014), Emmanuel và Kehinde (2018). Có thể hiểu kết quả này như là đầu tư nội địa có liên quan đến việc chi tiêu vốn cho các dự án mới trong các ngành tiện ích cơng cộng và cơ sở hạ tầng chẳng hạn như đường, mở rộng đường dẫn cấp thốt nước, xây dựng đơ thị và nhà ở, mở rộng đường dây truyền tải điện, cũng như phát triển xã hội ở các lĩnh vực giáo dục - đào tạo, y tế và truyền thông cũng như các dự án liên quan đến các hoạt động thuộc lĩnh vực kinh tế (Bakari, 2017). Từ đó, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế của quốc gia.
Độ mở thương mại thể hiện tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu ở mức ý nghĩa thống kê 1%, ngoại trừ kết quả trong cột (1) khơng có ý nghĩa thống kê. Hơn thế nữa hệ số của độ mở thương mại mang giá trị ở cột (2) và (3) lần lượt là 0.0207 và 0.0087. Kết quả này có thể hiểu rằng khi độ mở thương mại của quốc gia tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế của các quốc gia này sẽ gia tăng khoảng 0.0087% đến 0.0207%. Điều này ngụ ý rằng độ mở thương mại sẽ làm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Phát hiện này phù hợp theo dấu kỳ vọng mà luận văn đã đề cập ở phần 3.3 và các nghiên cứu trước đây như Grossman và Elhanan (1991), Edwards (1992), Barro (1995), Ben – David và Loewy (1998), Wacziarg (2001), Dollar và Kraay (2004), Lee (2004), Ahmed và Suardi (2009), Villaver và Maza (2011), Busse và Koniger (2012), Dava (2012), Alragas và các cộng sự (2015), Fetaki – Vehapi và các cộng sự (2015) Keho (2017). Kết quả giải thích rằng, sự gia tăng trong độ mở thương mại có thể giúp quốc gia thu được nhiều lợi nhuận hơn dựa vào sự lan truyền kiến thức lớn, tạo ra mức độ cạnh tranh cao hơn, đa dạng hóa sản phẩm hơn (Ahmed và Suardi, 2009) và chuyển giao công nghệ nhiều hơn. Hơn thế nữa, xuất khẩu quốc gia càng lớn thì có thể làm gia tăng sản lượng thực của nền kinh tế, trong khi càng nhập khẩu thì quốc gia càng có thể giảm thiểu chi phí sản xuất. Do đó, độ mở cửa thương mại càng tăng thì sẽ càng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Mặt khác, theo lý thuyết lợi thế so sánh, thương mại quốc tế có thể giúp quốc gia sử dụng các nguồn lực hiệu quả hơn thơng qua việc nhập khẩu các hàng hóa và dịch vụ khơng q tốn kém để có thể sản xuất trong nước.
Chi tiêu chính phủ thể hiện tác động ngược chiều đến tăng trưởng kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu ở mức ý nghĩa thống kê 10% ngoại trừ cột (3). Hơn thế nữa hệ số của Chi tiêu chính phủ mang giá trị ở cột (1) và (2) lần lượt là -0.3751, và -0.0131. Kết quả này cho thấy rằng, chi tiêu chính phủ của quốc gia tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế của các quốc gia này sẽ giảm khoảng 0.0131% đến 0. 3751%. Điều này ngụ ý rằng, chi tiêu chính phủ sẽ làm cản trở tăng trưởng kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Phát hiện này phù hợp với dấu kỳ vọng
mà luận văn đã đề cập ở phần 3.3 và các nghiên cứu trước đây như Conte và Darr (1988), Grier và Tullock (1989), Alexander(1990), Carlstrom và Gokhale (1991), Engen và Skinner (1992), Ghura (1995), Guseh (1997), Folster và Henrekson (2001), Mitchell (2005), Nurudeen và Usman (2010), Afonso và Tovar (2011), Butkiewicz và Yanikkaya (2011). Có thể giải thích kết quả này như là khi chính phủ thực hiện chi tiêu chính phủ sẽ có làm phát sinh các chi phí có liên quan chẳng hạn như chi phí khai thác (cost of extraction), chi phí hành vi trợ cấp (behavioral subsidy cost)… Các chi phí làm trực tiếp làm cản trở sự tăng trưởng kinh tế của quốc gia. Các bằng chứng thực nghiệm trong thời gian qua cũng đã ủng hộ quan điểm này khi tìm thấy kết quả cho thấy chi tiêu chính phủ làm giảm tăng trưởng kinh tế của quốc gia.
Lạm phát thể hiện tác động cùng chiều đến tăng trưởng kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu ở mức ý nghĩa thống kê 1%.Hơn thế nữa hệ số của Chi tiêu chính phủ mang giá trị ở cột (1), (2) và (3) lần lượt là 0.2069, 0.0813, 0.3134. Kết quả này cho thấy rằng khi lạm phát của quốc gia tăng 1% thì tăng trưởng kinh tế của các quốc gia này sẽ gia tăng khoảng 0.0813% đến 0.3134%. Điều này ngụ ý rằng lạm phát sẽ làm gia tăng tăng trưởng kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Phát hiện này phù hợp với dấu kỳ vọng mà luận văn đã đề cập ở phần 3.3 và các nghiên cứu trước đây Tobin (1965), Paul và các cộng sự (1997), Ghosh và Phillips (1998), Girjia và Anis (2001), Mallik và Chowdhury (2001), Rapach (2003), Benhabib và Spiegel (2009). Kết quả cho thấy sự gia tăng trong chỉ số giá (lạm phát) có thể xuất phát từ việc chi tiêu của khu vực tư nhân có sự gia tăng đáng kể (bao gồm cả chi tiêu dùng và chi đầu tư), khi chi tiêu gia tăng sẽ thúc đẩy nền kinh tế tăng trưởng. Do đó, lạm phát gia tăng có thể thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Tương tự, tăng trưởng dân số thể hiện tác động cùng chiều đến tăng trưởng kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu ở mức ý nghĩa thống kê 10%, ngoại trừ kết quả hồi quy trong cột (3). Hơn thế nữa, hệ số của tăng trưởng dân số mang