Việt Nam
Thái Lan
Đối với cú sốc từ chi tiêu chính phủ (kết quả phân tích thể hiện trong
hình 4.4), tăng trưởng kinh tế ở Thái Lan có phản ứng mạnh nhất và có biến động nhiều hơn so với ở Việt Nam và Ấn Độ. Ở Ấn Độ phản ứng của tăng trưởng kinh tế khi cú sốc của chi tiêu chính phủ xảy ra là dương ở các thời kỳ đầu. Ở các thời kỳ tiếp theo tăng trưởng kinh tế giảm dần và ít biến động
trong một thời kỳ dài trước cú sốc của chi tiêu chính phủ. Đối với Việt Nam,
cú sốc của chi tiêu chính phủ tác động làm giảm tăng trưởng kinh tế ở thời kỳ
đầu. Sang thời kỳ tiếp theo, tăng trưởng kinh tế tăng và dần ổn định trước cú
sốc của biến GOV.
Hình 4.5 thể hiện phản ứng của tăng trưởng kinh tế do cú sốc của lạm phát INF, tăng trưởng biến động liên tục qua từng thời kỳ ở Việt Nam và Thái
Lan. Trong thời kỳ đầu cú sốc INF gây tăng trưởng kinh tế giảm ở thời kỳ đầu sau đó mức tăng trưởng kinh tế tăng. Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc của INF lặp lại chu kỳ giảm chuyển sang tăng qua hầu hết các thời kỳ
và đạt mức tăng trưởng dương ở thời kỳ cuối. Mặt khác, cú sốc lạm phát tạo
ra sự gia tăng tăng trưởng kinh tế trong thời kỳ đầu ở Ấn Độ. Vào các thời kỳ
sau, tăng trưởng chuyển sang âm và biến động ổn định trong thời gian dài. Như vậy, qua phân tích sử dụng hàm phản ứng đẩy để xem xét phản ứng
của tăng trưởng kinh tế do các cú sốc DCPS, GDS, TRADE, GOV, INF ta nhận thấy ở Việt Nam và Thái Lan tăng trưởng kinh tế biến động liên tục qua các kỳ với các cú sốc của các biến giải thích. Trong khi đó, ở Ấn Độ tăng trưởng kinh tế phản ứng theo chiều hướng tăng ở thời kỳ đầu sau đó có xu hướng giảm và dần ổn định trước các cú sốc của các biến giải thích.
5. Kết luận
Nghiên cứu ước tính hồi quy bảng bằng ba phương pháp hồi quy sử dụng mơ hình pooled regression, FEM và REM để nghiên cứu vai trị của phát triển
tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển theo phân loại các nhóm nước được cung cấp bởi Ngân hàng thế giới.
Tương đồng với kết quả nghiên cứu của Barro (1997), Bekaert et al
(2005), Ayadi et al (2013) và Hassan et al (2011), kết quả nghiên cứu cho thấy một GDP thực bình quân đầu người ban đầu thấp được liên kết với một tỷ lệ tăng trưởng cao hơn. Trong các biến đo lường tác động của phát triển tài
chính đối với tăng trưởng, tổng tiết kiệm trong nước được xem là yếu tố quan
trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển trong thời kỳ nghiên cứu. Việc gia tăng tiết kiệm sẽ tạo điều kiện cho gia tăng đầu
tư trong nền kinh tế. Thông qua đầu tư, nguồn vốn được tích lũy từ đó tạo nên tăng trưởng kinh tế. Mặt khác, qua kết quả phân tích các biến về tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng, tín dụng trong nước cho khu
vực tư và cung tiền M2 có tác động trái chiều với tăng trưởng kinh tế. Bài nghiên cứu đưa ra một kết quả trái chiều so với các nghiên cứu trước đây. Từ
đó, ngầm ngụ ý vai trò quản trị và phân bổ nguồn tín dụng ở các nước đang
phát triển trong thời kỳ nghiên cứu chưa hiệu quả. Để tín dụng phát huy vai trò thúc đẩy phát triển tài chính nhằm đóng góp vào tăng trưởng kinh tế, các nhà hoạch định chính sách cần đưa ra các biện pháp quản lý và phân bổ nguồn vốn tín dụng hiệu quả hơn. Ngoài ra, bài nghiên cứu cịn tìm được vai trị
quan trọng của thương mại và chi tiêu chính phủ trong việc đóng góp giải thích tăng trưởng kinh tế. Như vậy, qua kết quả phân tích ta nhận thấy phát
triển tài chính là điều kiện cần để tiến đến tăng trưởng kinh tế bền vững ở các
Khi xem xét phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc của các biến
phụ thuộc ở Việt Nam so sánh với Thái Lan và Ấn Độ thơng qua phân tích
hàm phản ứng xung. Kết quả phân tích cho thấy tăng trưởng kinh tế biến động qua các thời kỳ trước cú sốc của DCPS, GDS, TRADE, GOV và INF ở Việt Nam và Thái Lan. Trong khi đó, tăng trưởng kinh tế ở Ấn Độ biến động mạnh
trong thời kỳ đầu và dần ổn định trong thời gian dài trước cú sốc của các biến
tác động.
Do hạn chế về mặt thời gian, bài nghiên cứu chỉ dừng lại ở việc kiểm định vai trị của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế mà chưa xét đến mối quan hệ nhân quả giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển khi sử dụng dữ liệu nghiên cứu ở dạng bảng.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Ayadi et al, 2013. Financial Development, Bank Efficiency and Economic
Growth across the Mediterranean. MEDPRO Technical Report, No.
30/March 2013.
2. Barro, 1997. Determinants of economic growth. Cambridge. MA: MIT
press.
3. Becsi and Wang, 1997. Financial development and growth. Economic
Review, 82, 46–62.
4. Bekaert et al, 2005. Does financial liberalization spur growth? Journal of
Financial Economics, 77, 3–55.
5. Blackburn and Huang, 1998. A theory of growth, financial development and trade. Economica, 65, 107–124.
6. Chee and Nair, 2010. The Impact of FDI and Financial sector developtment on Economic growth: Empirical evidence from Asia and Oceania. International Journal of Economics and Finance, Vol. 2, No. 2.
7. Christopoulos and Tsionas, 2004. Financial development and economic growth: evidence from panel unit root and cointegration tests. Journal of
Development Economics 73 (2004), 55 – 74.
8. Giri and Mohapatra, 2012. Financial Development and Economic Growth: Evidence from Indian Economy. International Journal of Applied
Research & Studies, ISSN 2278 – 9480.
9. Goldsmith, 1969. Financial structure and development. New Haven, CT:
Yale University Press.
10. Gurley and Shaw, 1967. Financial structure and economic development.
11. Hassan et al, 2011. Fianancial development and economic growth: New evidence from panel data. The Quarterly Review of Economics and
Finance, 51 (2011) 88–104.
12. King and Levine, 1993a. Finance and growth: Schumpeter might be right. Quarterly Journal of Economics, 108, 717–738.
13. Levine et al, 2000. Financial intermediation and growth: Causality and causes. Journal of Monetary Economics, 46, 31–77.
14. Levine, 1997. Financial development and economic growth: Views and agenda. Journal of Economic Literature, XXXV, 688–726.
15. Lucas, 1988. On the mechanics of economic development. Journal of
Monetary Economics, 22, 3–42.
16. McKinnon, 1973. Money and capital in economic development.
Washington, DC: Brookings Institution.
17. Nyamongo et al, 2012. Remittances, financial development and economic
growth in Africa. Journal of Economics and Business 64 (2012) 240– 260.
18. Pagano, 1993. Financial markets and growth: An overview. European
Economic Review, 37, 613–622.
19. Patrick, 1966. Financial development and economic growth in underdeveloped countries. Economic Development and Cultural Change,
14, 174– 189.
20. Shaw, 1973. Financial deepening in economic development. New York:
Oxford University Press.
21. Solow, 1956. A Contribution to the Theory of Economic Growth.
Quarterly Journal of Economics, 70, 65-94.
22. Waheed and Younus, 2010. Effects of Financial Sector’s Development and Financial Sector’s Efficiency on Economic Growth: Empirical
Evidence from Developing and Developed Countries. International
PHỤ LỤC 1. Thiết lập dữ liệu bảng cho dữ liệu
2. Bảng kiểm định hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình
3. Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài
chính được đo lường bằng DCBS và GDS
3.1. Kết quả hồi quy OLS delta: 1 unit
time variable: year, 1997 to 2012
panel variable: country (strongly balanced) . xtset country year
inf -0.1016 0.0552 -0.1429 -0.1812 -0.1922 -0.0376 -0.1172 -0.0839 1.0000 gov -0.1220 0.4640 0.0337 0.0880 0.2215 0.0656 -0.0258 1.0000 trade 0.1499 0.1304 0.3713 0.5919 0.5147 0.2762 1.0000 gds 0.1305 0.3071 0.1286 0.2721 0.1875 1.0000 m2 -0.1774 0.3504 0.8761 0.8958 1.0000 dcps -0.1866 0.3983 0.9087 1.0000 dcbs -0.2420 0.3580 1.0000 q -0.1967 1.0000 growth 1.0000 growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf (obs=462)
. corr growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf
_cons 7.054078 1.264287 5.58 0.000 4.569511 9.538644 inf -.0522697 .0202324 -2.58 0.010 -.0920303 -.0125092 gov -.0583395 .0418945 -1.39 0.164 -.1406702 .0239912 trade .0221791 .00464 4.78 0.000 .0130605 .0312976 gds .0457268 .0146699 3.12 0.002 .0168977 .0745559 dcbs -.0325845 .0051552 -6.32 0.000 -.0427155 -.0224534 q -.4692538 .2183546 -2.15 0.032 -.8983624 -.0401453 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 7566.98942 461 16.4142938 Root MSE = 3.7082 Adj R-squared = 0.1623 Residual 6256.61201 455 13.7507956 R-squared = 0.1732 Model 1310.37741 6 218.396236 Prob > F = 0.0000 F( 6, 455) = 15.88 Source SS df MS Number of obs = 462 . reg growth q dcbs gds trade gov inf
3.2. Kết quả hồi quy bằng mơ hình fix effects
3.3. Kết quả hồi quy bằng mơ hình random effects
F test that all u_i=0: F(29, 427) = 5.47 Prob > F = 0.0000 rho .538113 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 3.2687444 sigma_u 3.5281727 _cons 3.660435 1.895004 1.93 0.054 -.0642616 7.385132 inf -.0968136 .021783 -4.44 0.000 -.139629 -.0539983 gov -.3860257 .1092729 -3.53 0.000 -.6008055 -.1712458 trade .0807208 .0127217 6.35 0.000 .0557159 .1057257 gds .0962408 .0244979 3.93 0.000 .0480892 .1443923 dcbs -.0600146 .0111376 -5.39 0.000 -.0819058 -.0381233 q (omitted) growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.8041 Prob > F = 0.0000 F(5,427) = 22.31 overall = 0.1302 max = 16 between = 0.2256 avg = 15.4 R-sq: within = 0.2072 Obs per group: min = 7 Group variable: country Number of groups = 30 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 462 note: q omitted because of collinearity
. xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,fe
rho .17575697 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 3.2687444 sigma_u 1.5094183 _cons 6.024561 2.331023 2.58 0.010 1.45584 10.59328 inf -.0697681 .0210877 -3.31 0.001 -.1110991 -.028437 gov -.16451 .0676294 -2.43 0.015 -.2970611 -.0319589 trade .0369029 .0074738 4.94 0.000 .0222545 .0515512 gds .0714413 .0197119 3.62 0.000 .0328068 .1100758 dcbs -.0434867 .0078142 -5.57 0.000 -.0588023 -.0281712 q -.2878659 .3800399 -0.76 0.449 -1.03273 .4569985 growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 83.54 overall = 0.1633 max = 16 between = 0.3151 avg = 15.4 R-sq: within = 0.1931 Obs per group: min = 7 Group variable: country Number of groups = 30 Random-effects GLS regression Number of obs = 462 . xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,re
3.4. Kiểm định Hausman test lựa chọn giữa ước lượng fix effects và
ước lượng random effects
3.5. Kiểm định Breush – Pagan test kiểm định sự phù hợp giữa random effects và pooled regression
3.6. Kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi Prob>chi2 = 0.0000
= 42.09
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg inf -.0968136 -.0697681 -.0270455 .0054601 gov -.3860257 -.16451 -.2215157 .0858303 trade .0807208 .0369029 .0438179 .0102948 gds .0962408 .0714413 .0247995 .0145462 dcbs -.0600146 -.0434867 -.0165278 .0079362 fix1 rand1 Difference S.E.
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
. hausman fix1 rand1
Prob > chi2 = 0.0000 chi2(1) = 62.34 Test: Var(u) = 0 u 2.278344 1.509418 e 10.68469 3.268744 growth 16.41429 4.051456 Var sd = sqrt(Var) Estimated results:
growth[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects . xttest0
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (30) = 2579.98
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity . xttest3
3.7. Kết quả xử lý bằng GLS
4. Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài
chính được đo lường bằng DCPS và GDS
4.1. Kết quả hồi quy OLS
Prob > F = 0.0216 F( 1, 29) = 5.895 H0: no first order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data . xtserial growth q dcbs gds trade gov inf
_cons 6.05801 1.183875 5.12 0.000 3.737659 8.378362 inf -.0311106 .0173808 -1.79 0.073 -.0651764 .0029553 gov -.0796983 .0403467 -1.98 0.048 -.1587763 -.0006203 trade .0261054 .003879 6.73 0.000 .0185027 .033708 gds .0403587 .0136459 2.96 0.003 .0136133 .0671042 dcbs -.0221807 .0048001 -4.62 0.000 -.0315888 -.0127726 q -.4057465 .2306605 -1.76 0.079 -.8578329 .0463399 growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(6) = 98.77 max = 16 avg = 15.4 Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 7 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 30 Estimated covariances = 30 Number of obs = 462 Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3529)
Panels: heteroskedastic
Coefficients: generalized least squares Cross-sectional time-series FGLS regression
. xtgls growth q dcbs gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1)
_cons 5.74438 1.296153 4.43 0.000 3.197192 8.291568 inf -.0594652 .0201156 -2.96 0.003 -.0989961 -.0199342 gov -.0452022 .0410695 -1.10 0.272 -.1259116 .0355072 trade .0336188 .0052383 6.42 0.000 .0233246 .043913 gds .0559889 .014443 3.88 0.000 .0276056 .0843721 dcps -.0539204 .0075108 -7.18 0.000 -.0686805 -.0391604 q -.3823694 .2170288 -1.76 0.079 -.8088724 .0441337 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 7566.98942 461 16.4142938 Root MSE = 3.6655 Adj R-squared = 0.1814 Residual 6113.47163 455 13.4362014 R-squared = 0.1921 Model 1453.51779 6 242.252965 Prob > F = 0.0000 F( 6, 455) = 18.03 Source SS df MS Number of obs = 462 . reg growth q dcps gds trade gov inf
4.2. Kết quả hồi quy bằng mơ hình fix effects
4.3. Kết quả hồi quy bằng mơ hình random effects . estimates store fix2
F test that all u_i=0: F(29, 427) = 4.90 Prob > F = 0.0000 rho .48053742 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 3.2771995 sigma_u 3.1520229 _cons 2.288353 1.875143 1.22 0.223 -1.397307 5.974013 inf -.0956257 .0218358 -4.38 0.000 -.1385448 -.0527066 gov -.3329705 .109716 -3.03 0.003 -.5486211 -.1173199 trade .082901 .0128863 6.43 0.000 .0575726 .1082294 gds .1122733 .0249025 4.51 0.000 .0633266 .16122 dcps -.068093 .0131815 -5.17 0.000 -.0940016 -.0421844 q (omitted) growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] corr(u_i, Xb) = -0.7504 Prob > F = 0.0000 F(5,427) = 21.76 overall = 0.1315 max = 16 between = 0.2035 avg = 15.4 R-sq: within = 0.2031 Obs per group: min = 7 Group variable: country Number of groups = 30 Fixed-effects (within) regression Number of obs = 462 note: q omitted because of collinearity
. xtreg growth q dcps gds trade gov inf,fe
. estimates store rand2
rho .16748551 (fraction of variance due to u_i)
sigma_e 3.2771995 sigma_u 1.4699265 _cons 4.896368 2.30453 2.12 0.034 .3795714 9.413165 inf -.0719893 .0209382 -3.44 0.001 -.1130274 -.0309512 gov -.1316305 .0658662 -2.00 0.046 -.260726 -.0025351 trade .0470717 .0079179 5.94 0.000 .0315528 .0625906 gds .0849249 .0195098 4.35 0.000 .0466864 .1231635 dcps -.0640436 .0102945 -6.22 0.000 -.0842204 -.0438667 q -.279192 .3680576 -0.76 0.448 -1.000572 .4421876 growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 91.74 overall = 0.1822 max = 16 between = 0.3411 avg = 15.4 R-sq: within = 0.1862 Obs per group: min = 7 Group variable: country Number of groups = 30 Random-effects GLS regression Number of obs = 462 . xtreg growth q dcps gds trade gov inf,re
4.4. Kiểm định Hausman test lựa chọn giữa ước lượng fix effects và
ước lượng random effects
4.5. Kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi Prob>chi2 = 0.0000
= 31.69
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg inf -.0956257 -.0719893 -.0236364 .0061965 gov -.3329705 -.1316305 -.20134 .0877453 trade .082901 .0470717 .0358293 .0101667 gds .1122733 .0849249 .0273483 .0154758 dcps -.068093 -.0640436 -.0040494 .0082325 fix2 rand2 Difference S.E.
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
. hausman fix2 rand2
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (30) = 2992.13
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity . xttest3
Prob > F = 0.0201 F( 1, 29) = 6.056 H0: no first order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data . xtserial growth q dcps gds trade gov inf
4.6. Kết quả xử lý bằng GLS
5. Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài
chính được đo lường bằng M2 và GDS
5.1. Kết quả hồi quy OLS
_cons 5.414105 1.220462 4.44 0.000 3.022044 7.806165 inf -.0320696 .0179505 -1.79 0.074 -.0672518 .0031127 gov -.0825653 .0404324 -2.04 0.041 -.1618114 -.0033193