Nguồn: tác giả tính tốn trên phần mềm eviews 9.0 Mơ hình ngắn hạn:
∆GDPt = 0.606569∆GDPt-1 + 0.331450∆GDPt-2 + 0.317462∆GDPt-3 - 0.009284∆FDt
- 0.032399∆FDt-1 + 0.013641∆FDt-2 + 0.128861∆FDt-3 - 0.587832∆GFCFt + 0.54172∆GOVt + 0.219925∆GOVt-1 - 0.465886∆GOVt-2 - 1.999329∆GOVt-3 - 33.353478 ∆ POPGt - 0.151965 ∆ TRADEt - 0.015934 ∆ TRADEt-1 - 0.096443∆TRADEt-2 - 0.313334∆TRADEt-3 - 1.481808ECTt-1 +
Trong ngắn hạn, bản thân sự thay đổi trong tăng trưởng kinh tế các quý trước cũng tác động đến tăng trưởng kinh tế ở hiện tại. Cụ thể là tốc độ tăng trưởng GDP ở độ
trễ 1, độ trễ 2 và độ trễ 3 đều tác động dương và có ý nghĩa thống kê đối với tốc độ tăng trưởng GDP.
Phát triển tài chính có tác động ngược chiều lên tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn, nhưng mối quan hệ này khơng có ý nghĩa thống kê. Chỉ có phát triển tài chính ở độ trễ 3 có tác động ngược chiều lên tăng trưởng kinh tế và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%.
Tổng vốn đầu tư vào cơ sở hạ tầng của nền kinh tế có mối quan hệ ngịch biến với tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn. Tuy nhiên, mối quan hệ này khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, trong ngắn hạn không thể kết luận mối quan hệ giữa tổng vốn đầu tư vào cơ sở hạ tầng của nền kinh tế và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong giai đoạn từ quý I năm 2000 đến quý IV năm 2015.
Chi tiêu của chính phủ có mối quan hệ đồng biến với tăng trưởng kinh tế ở độ trễ 0 và độ trễ 1 nhưng mối quan hệ này khơng có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên ở độ trễ 2 và 3, luận văn tìm được mối quan hệ nghịch biến giữa chi tiêu chính phủ và tăng trưởng kinh tế. Và ở độ trễ 3, mối quan hệ này là có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 10%.
Tương tự như trong dài hạn, trong ngắn hạn luận văn cũng tìm thấy tác động nghịch biến của tốc độ phát triển dân số lên tăng trưởng kinh tế, nhưng mối quan hệ này khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, cả trong ngắn hạn và trong dài hạn, khơng có một kết luận rõ ràng về mối quan hệ giữa tốc độ phát triển dân số và tăng trưởng kinh tế của Việt Nam trong giai đoạn từ quý I năm 2000 đến quý IV năm 2015. Về mặt ngắn hạn, với mức ý nghĩa 10%, độ mở thương mại ở độ trễ 0 và độ trễ 3 có tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê đối với tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Ethier (1982), tác giả đã chỉ ra rằng thương mại có thể cản trở tăng trưởng nếu được chun mơn hóa vào sai khu vực. Hệ số CointEq (error-correction coefficient) bằng -1.481808 < 0 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% (vì p_vlue = 0.0000<0.01). Điều này phù hợp với kỳ vọng ban đầu về dấu của ECTt-1.Do đó, theo Pesaran và cộng sự (2001) nghiên cứu có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết như đã tìm ra trong phần kiểm định đường bao.
thể hiện sự hội tụ của cân bằng ngắn hạn về cân bằng dài hạn. Hệ số CointEq bằng - 1.481808 cho thấy tốc độ điều chỉnh từ cân bằng ngắn hạn về cân bằng dài hạn là tương đối nhanh.
4.2.5. Các kiểm định chuẩn đốn mơ hình 4.2.5.1. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình 4.2.5.1. Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Mơ hình ARDL(4,4,0,4,0,4) được viết dưới dạng như sau:
= + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × + × +
Kiểm định giả thuyết
H0: ∀ = 0 ( = 1,21), tức là mơ hình nghiên cứu là khơng phù hợp.
H1: ∃ ≠ 0 ( = 1,21), tức là mơ hình nghiên cứu là phù hợp. Bảng 4.8: Kết quả kiểm định Wald.
Nguồn: tác giả tính tốn trên phần mềm Eviews 9.0 Kết quả kiểm định Wald test cho thấy: giá trị p_value của kiểm định là 0.0000 nhỏ hơn 0.05, nên bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận giả thuyết H1. Nên mơ hình ARDL(4,4,0,4,0,4) là phù hợp.
4.2.5.2. Kiểm định tự tương quan
Mơ hình ARDL(4,4,0,4,04) là thích hợp nếu sai số của mơ hình khơng có tự tương quan với nhau, tức là phần dư của mơ hình phải có tính dừng. Biểu đồ tương quan của nhiễu, cho thấy hàm ACF và PACF các độ trễ đều không vượt ra khỏi giá trị tới
hạn ± ,
√ , đồng thời giá trị p_vaue của các độ trễ đều rất lớn, lớn hơn 0.05. Do đó, khơng có tự tương quan của nhiễu.
Đồ thị 4.2: Tự tương quan của nhiễu.
Nguồn: tác giả tính tốn trên phần mềm Eviews 9.0 Kiểm định tự tương quan dựa trên kiểm định Breusch-Godfrey.
Kiểm định giả thuyết:
H0: Mơ hình khơng có tự tương quan bậc 1. H1: Mơ hình khơng có tự tương quan bậc 1.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định mơ hình Breusch-Godfrey serial correlation LM
Nguồn: tác giả tính tốn trên phần mềm Eviews 9.0 Kết quả kiểm định Breusch-Godfrey serial correlation LM có giá trị p_value của kiểm định F bằng 0.4594 lớn hơn 0.05 và giá trị p_value của kiểm định Chi-Square bằng 0.3447 lớn hơn 0.05 nên chấp nhận giả thuyết H0. Vậy mô hình ARDL(4,4,0,4,0) khơng có tự tương quan bậc 1.
4.2.5.3. Kiểm định phương sai thay đổi
Kiểm định giả thuyết:
H0: Phương sai không thay đổi. H1: Phương sai thay đổi.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định Breusch-Pagan-Godfrey.
Nguồn: tác giả tính tốn trên phần mềm Eviews 9.0 Kết quả kiểm định Breusch-Pagan-Godfrey cho thấy: giá trị p_value của kiểm định F là 0.4236 lớn hơn 0.05 và giá trị p_value của kiểm định Chi-Square là 0.3886 lớn hơn 0.05, nên chấp nhận giả thuyết H0. Vậy mơ hình ARDL(4,4,0,4,0,4) có phương sai khơng đổi.
4.2.5.4. Kiểm định tính ổn định của nhiễu
Pesaran và Pesaran (1997) gợi ý sử dụng kiểm định tổng tích lũy của phần dư CUSUM (Cumulative Sum of Recursive Residuals) được đề xuất bởi Brown và các cộng sự (1975) để kiểm định xem các hệ số trong ngắn hạn và dài hạn được ước lượng trong phương trình ARDL có vững hay khơng. Nếu tổng tích lũy của phần
tính vững. Kết quả kiểm định CUSUM được thể hiện trong đồ thị 4.3 cho thấy: tổng tích lũy của phần dư đều nằm trong dải cộng trừ với mức ý nghĩa 5%. Vậy, các hệ số ước lượng cả trong ngắn hạn và dài hạn của phương trình là vững trong khoảng thời gian nghiên cứu, từ quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2015.
Đồ thị 4.3: tổng tích lũy của phần dư (CUSUM).
-20 -15 -10 -5 0 5 10 15 20 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 CUSUM 5% Significance
Nguồn: tác giả tính tốn trên phần mềm Eviews 9.0
4.3. Kiểm định Sasabuchi-Lind-Mehlum (SLM)
Arcand và các cộng sự (2015), Easterly và các cộng sự (2000), và Deidda và Fattouh (2002) đã tìm thấy mối quan hệ khơng đơn điệu giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế. Đặc biệt, nghiên cứu của Deidda và Fattouh (2002) tập trung vào các nước có thu nhập thấp và các nước có thu nhập cao, kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế là phi tuyến. Hơn nữa, Arcand và các cộng sự (2015) tranh luận rằng nếu mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế là khơng đơn điệu, nó có thể dẫn đến khuynh hướng phát triển tài chính tác động gây cản trở đến tăng trưởng kinh tế. Vì vậy, trong luận văn này, tác giả xem xét ở Việt Nam phát triển tài chính và tăng trưởng
đã bao gồm biến phát triển tài chính bình phương (FD2) vào mơ hình ARDL, kết quả được thể hiện trong bảng 4.11. Kết kết quả cho thấy, biến FD âm và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%, trong khi đó biến FD2 dương và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 10%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Arcand và các cộng sự (2015). Kết quả này cho thấy rằng tác động biên của phát triển tài chính trong dài hạn là dương tới một ngưỡng nào đó, và sau đó nó sẽ âm. Quy mơ tài chính có thể q nhiều so với mức tối ưu của xã hội. Vì vậy, việc phát triển tài chính tăng có thể ảnh hưởng ngược chiều tới tác động biên của phát triển kinh tế.
Nguồn: tác giả tính tốn trên phần mềm Eviews 9.0 Lind và Mehlum (2010) đã chỉ ra rằng mơ hình kinh tế lượng truyền thống không phù hợp để kiểm định giả thuyết H0 là về phía bên trái của điểm cực trị thì mối quan hệ là giảm, phía bên phải của điểm cực trị thì mối quan hệ là tăng hoặc ngược lại. Do đó, để xem xét mối quan hệ chữ U ngược giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế, tác giả sử dụng kiểm định SML của Lind và Mehlum (2010) thông qua việc ước lượng mơ hình sau:
= + + +
Sau đó tiến hành kiểm định giả thuyết:
H0: ( + 2 ≥ 0) ∪ ( + 2 ≤ 0)
H1: ( + 2 < 0) ∪ ( + 2 > 0)
Trong đó FDmin và FDmax lần lượt là giá trị nhỏ nhất, giá trị lớn nhất của phát triển tài chính. Nếu chấp nhận giả thuyết H0, thì có thể kết luận tồn tại mối quan hệ chữ U ngược. Nếu bác bỏ giả thuyết H0, thì có kết luận tồn tại mối quan hệ chữ U.
Nguồn: tác giả tính tốn trên phần mềm Stata 14.0
Kết quả kiểm định SML được thể hiện trong bảng 4.13 chỉ ra rằng lower bound là âm và khơng có ý nghĩa thống kê và upper bound là dương và khơng có ý nghĩa thống kê. Nên ta chấp nhận giả thuyết H0, tức là tồn tại mối quan hệ chữ U ngược giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế.
Đồ thị 4.4: Đồ thị hàm bậc hai của phát triển tài chính lên tăng trưởng kinh tế.
Nguồn: tác giả tính tốn trên phần mềm Stata 14.0 Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và phát triển tài chính được thể hiện qua đồ thị 4.4. Từ đồ thị này nhận thấy giữa tăng trưởng kinh tế và phát triển tài chính có mối quan hệ chữ U ngược. Như vậy mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và phát triển tài chính của Việt Nam trong giai đoạn từ quý I năm 2000 đến quý IV năm 2015 là mối quan hệ chữ U ngược, tức là có thời kỳ phát triển tài chính là động lực thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và có thời kỳ phát triển tài chính tác động làm giảm tăng trưởng kinh tế. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Arcand và cộng sự (2015) và nghiên cứu của Samargandi và cộng sự (2015).
-1 0 0 1 0 2 0 100 200 300 400 500 600 FD 95% CI Fitted values
Arcand và cộng sự (2015) cho rằng có nhiều lý do có thể đưa ra để giải thích vì sao phát triển tài chính có thể gây tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế. Lý do đầu tiên, liên quan đến vai trò ngày càng phát triển của tín dụng và thị trường chứng khoán (Demirguc-Kunt và cộng sự, 2013). Demirguc-Kunt và cộng sự (2013) gợi ý rằng khi càng tăng trưởng kinh tế, thị trường tín dụng trở nên ít quan trọng hơn và các trung gian tài chính dựa trên thị trường thì trở nên quan trọng hơn. Trong luận văn này không thực hiện các kiểm định liên quan đến vai trị của tín dụng và thị trường chứng khoán đối với tăng trưởng kinh tế. Nhưng luận văn cho thấy tác động biên của độ sâu tài chính đối với tăng trưởng kinh tế thực sự giảm khi tài chính càng phát triển, luận văn cũng tìm thấy mối quan hệ khơng đơn điệu giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế.
Lý do thứ hai để giải thích cho việc này liên quan đến độ bất ổn kinh tế và xác suất của khủng hoảng kinh tế (Minsky, 1974, Kindleberger, 1978). De la Torre và cộng sự (2011) đã đưa ra nhiều ý tưởng về sự nguy hiểm của phát triển tài chính quá mức, nhưng họ chủ yếu tập trung vào mối quan hệ giữa tài chính và khủng hoảng kinh tế và họ đã chỉ ra mặt tối của việc phát triển tài chính: phát triển tài chính q mức có thể làm giảm lợi nhuận của độ sâu tài chính vì thu nhập trở nên nhỏ hơn chi phí do sự bất ổn đem lại. Điều này có thể đúng, nhưng luận văn này không tập trung vào nghiên cứu khủng hoảng kinh tế. Theo Arcand và cộng sự (2015), trong trường hợp này mối quan hệ không đơn điệu này sẽ khơng được giải thích bởi khủng hoảng và bất ổn kinh tế mà giải thích dựa trên sự phân bổ sai nguồn lực kinh tế.
Nguyên nhân thứ ba liên quan đến ý tưởng của Tobin (1984) rằng một khu vực tài chính q lớn có thể gây ra chảy máu chất xám từ khu vực sản xất của nền kinh tế. Ý tưởng này đã được chứng minh bởi nhiều nghiên cứu thực nghiệm. Philippon và Reshef (2013) chỉ ra rằng quy mô của khu vực tài chính có tương quan thuận với lực lượng lao động trí thức cao làm việc trong khu vực này. Kneer(2013) cũng chỉ ra rằng khu vực tài chính quá lớn sẽ gây tổn thương cho những ngành công nghiệp sử dụng các nhân cơng trí thức. Cecchetti và Kharroubi(2015) đã phát triển một mơ
hình từ kết quả nghiên cứu của Kneer(2013) và đưa ra nhiều kiểm định khẳng định thêm cho kết quả này.
Như vậy, tại Việt Nam, trong giai đoạn từ quý I năm 2000 đến quý IV năm 2015, mối quan hệ khơng đơn điệu giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế có thể là do vai trị của tín dụng và thị trường chứng khốn hoặc do sự phân bổ sai nguồn lực hoặc chảy máu chất xám từ các khu vực sản xuất của nền kinh tế sang khu vực tài chính. Tuy nhiên, để xác định chính xác nguyên nhân của mối quan hệ không đơn điệu trên, các nghiên cứu thực nghiệm chuyên sâu vào các vấn đề này cần phải được thực hiện.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế đã được nghiên cứu từ rất lâu. Đa phần các nghiên cứu kết luận rằng, về tổng thể phát triển tài chính có vai trị quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, một số nghiên cứu lại đưa ra kết quả là phát triển tài chính gây cản trở tăng trưởng kinh tế. Trong luận văn này, tác giả áp dụng mơ hình tự hồi quy phân phối trễ ARDL để đánh giá tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả đạt được khi xem xét mối quan hệ tuyến tính cho thấy rằng phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong giai đoạn từ quý I năm 2000 đến quý IV năm 2015 có mối quan hệ ngược chiều trong dài hạn. Kết quả này gần như phù hợp với Loayza và Ranciere (2006), đã tìm ra rằng phát triển tài chính có ảnh hưởng âm đối với tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn không phải trong dài hạn.
Để cố gắng vượt qua Loayza và Ranciere (2006), luận văn đã tìm hiểu tác động khơng đơn điệu có thể có của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế bằng cách áp dụng phương pháp hàm bậc hai của phát triển tài chính. Kết quả của luận văn cho thấy phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế khơng có mối quan hệ tuyến tính. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Arcand và các cộng sự (2015). Đặc biệt, luận văn tìm thấy bằng chứng cho thấy mối quan hệ hình chữ U ngược giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế. Điều này được xác nhận khi áp dụng kiểm định chữ U ngược của Lind và Mehlum (2010) và tìm ra được mối quan hệ chữ U ngược. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Samargandi và cộng sự (2015) và gợi chỉ ra rằng phát triển tài chính nhiều hơn có thể khơng phải lúc nào cũng tốt trong trường hợp của Việt Nam.
Tác giả tin rằng kết quả của luận văn có tầm quan trọng tiềm năng đối với các nhà