4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu
4.2. Kết quả hồi quy
4.2.1. Đo lường tác động của hội nhập và toàn cầu hóa tài chính lên tăng
trưởng
Trong mơ hình hồi quy (1) ở trên, biến GDPG khơng chỉ được giải thích bằng các biến ngoại sinh ISPEED và FGLOB và cịn được giải thích bằng chính nó trong q khứ nên mơ hình này chắc chắn có hiện tượng nội sinh, và do đó, việc sử dụng hồi quy GMM là thích hợp để khắc phục hiện tượng nội sinh với các biến công cụ là các biến ISPEED, FGLOB và t. Các biến công cụ này được lựa chon theo nghiên cứu của De Nicolò và Juvenal (2014). Ngoài ra, hồi quy
GMM còn giúp khắc phục được hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi để cho ra kết quả không chệch.
Kiểm định Hausman để lựa chọn hiệu ứng cố định hay hiệu ứng ngẫu nhiên: Với mơ hình hồi quy cho 12 quốc gia, p-value rất nhỏ, mơ hình hồi quy với hiệu ứng cố định phù hợp hơn. Kết quả tương tự với mơ hình hồi quy cho nhóm 6 quốc gia phát triển và mơ hình hồi quy cho nhóm 6 quốc gia đang phát triển. Các kết quả lần lượt được trình bày trong các bảng 4.1a, 4.1b, 4.1c. Như vậy mơ hình hồi quy với hiệu ứng ứng cố định phù hợp hơn hiệu ứng ngẫu nhiên.
Bảng 4.1a: Kiểm định Hausman giữa hiệu ứng cố định và ngẫu nhiên (12 nước) Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: EQ01
Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob.
Cross-section random 53.225458 3 0.0000
** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob. ISPEED -0.000059 0.000030 0.000000 0.0001 FGLOB(-1) 0.039138 0.049679 0.000003 0.0000 GDPG(-1) 0.345020 0.517001 0.000571 0.0000
Bảng 4.1b: Kiểm định Hausman giữa hiệu ứng cố định và ngẫu nhiên (6 nước phát triển) Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: EQ01
Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 36.153248 3 0.0000 ** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob. ISPEED -0.000389 -0.000305 0.000000 0.3331 FGLOB(-1) 0.041192 0.049042 0.000003 0.0000 GDPG(-1) 0.300432 0.502883 0.001177 0.0000
Bảng 4.1c: Kiểm định Hausman giữa hiệu ứng cố định và ngẫu nhiên (6 nước đang phát triển)
Correlated Random Effects - Hausman Test Equation: EQ01
Test cross-section random effects
Test Summary Chi-Sq.
Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 13.240205 3 0.0041 ** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero.
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob. ISPEED -0.000007 0.000074 0.000000 0.0042 FGLOB(-1) 0.038900 0.051504 0.000014 0.0006 GDPG(-1) 0.395902 0.508479 0.000986 0.0003
Kiểm định Likelihood Ratio được sử dụng để kiểm tra tính cần thiết khi hồi quy GMM với hiệu ứng cố định và cho kết quả là hồi quy GMM với hiệu ứng cố định là cần thiết cho cả ba mẫu quan sát. Các kết quả kiểm định lần lượt được trình bày trong các bảng 4.2a, 4.2b, 4.2c.
Bảng 4.2a: Kiểm định LR về sự cần thiết của hiệu ứng cố định (12 nước) Redundant Fixed Effects Tests
Equation: EQ01
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 4.855391 (11,447) 0.0000 Cross-section Chi-square 52.144911 11 0.0000
Bảng 4.2b: Kiểm định LR về sự cần thiết của hiệu ứng cố định (6 nước phát triển) Redundant Fixed Effects Tests
Equation: EQ01
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 7.230908 (5,233) 0.0000 Cross-section Chi-square 34.907835 5 0.0000
Bảng 4.2c: Kiểm định LR về sự cần thiết của hiệu ứng cố định (6 nước đang phát triển) Redundant Fixed Effects Tests
Equation: EQ01
Test cross-section fixed effects
Effects Test Statistic d.f. Prob. Cross-section F 2.662624 (5,211) 0.0234 Cross-section Chi-square 13.460658 5 0.0194
Hồi quy lại mơ hình theo GMM với hiệu ứng cố định theo dữ liệu chéo có bổ sung các biến công cụ để khắc phục hiện tượng nội sinh và lựa chọn “White period” trong hộp thoại “Coef covariance method” theo White (1980) và Arellano (1987) cũng như chọn “No d.f. correction” trong hộp thoại này để khắc phục hiện tượng tự tương quan. Các kết quả hồi quy lần lượt được trình bày dưới đây (Kết quả đầy đủ có thể tham khảo phụ lục 2):
a. Kết quả hồi quy cho mẫu gồm 12 quốc gia:
Khi chưa đưa biến đo lường biến động dòng vốn COFV và CIFV vào hồi quy để chỉ xét tác động của hội nhập tài chính và tồn cầu hóa tài chính lên tốc độ tăng trưởng GDP, kết quả thu được như trong bảng 4.3a.
Bảng 4.3a: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED và FGLOB (12 nước)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.42167 0.685382 3.533316 0.0005 ISPEED -0.000243 0.000116 -2.087005 0.0375 FGLOB(-1) 0.057255 0.017516 3.26879 0.0012 GDPG(-1) 0.546975 0.127054 4.305068 0 T -5.279066 1.019691 -5.177126 0 J-statistic 2.440904 Prob (J-statistic) 0.486066 Instrument Rank 19
Quan sát bảng 4.3a về kết quả hồi quy biến tốc độ tăng trưởng GDPG phụ thuộc vào hội nhập tài chính ISPEED và tồn cầu hóa tài chính FGLOB của 12 quốc gia châu Á, có thể thấy rằng ISPEED có hệ số hồi quy mang dấu âm và có ý nghĩa ở mức 5%, điều này có nghĩa là hội nhập tài chính gia tăng (ISPEED giảm) đi đôi với tốc độ tăng trưởng tăng lên. Biến FGLOB có hệ số hồi quy
dương và có nghĩa ở mức 1%, cho thấy vấn đề tồn cầu hóa tài chính gia tăng cũng đi đôi với việc tăng lên của tốc độ tăng trưởng.
Khi có sự xuất hiện của biến đo lường biến động dịng vốn ra COFV thì kết quả thu được như trong bảng 4.3b.
Bảng 4.3b: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGLOB và COFV (12 nước)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 3.194259 0.71356 4.47651 0 ISPEED -0.00023 0.000117 -1.962037 0.0504 FGLOB(-1) 0.056854 0.01626 3.49663 0.0005 GDPG(-1) 0.437306 0.115699 3.779695 0.0002 COFV(-1) -0.016078 0.011156 -1.441216 0.1503 T -5.260879 1.01235 -5.196699 0 J-statistic 4.547013 Prob (J-statistic) 0.337009 Instrument Rank 21
Khi đưa thêm biến COFV để xem xét mức biến động của dòng vốn đầu tư ra nước ngồi có tác động đến tốc độ tăng trưởng của GDP hay khơng thì kết quả hồi quy trong bảng 4.3b cho thấy hệ số hồi quy ứng với biến COFV mang dấu âm, tuy nhiên p-value lại cho thấy mối tương quan này khơng có ý nghĩa. Còn hệ số hồi quy của hai biến ISPEED và FGLOB không thay đổi nhiều, vẫn phản ánh mối tương quan như trong bảng 4.3a.
Khi có sự xuất hiện của biến đo lường biến động dòng vốn vào CIFV thì kết quả thu được như trong bảng 4.3c. Theo kết quả thu được trong bảng này, các hệ số của ISPEED và FGLOB cũng không thay đổi nhiều so với kết quả thu được trong bảng 4.3a. Còn với biến CIFV vừa được đưa vào mơ hình để xem xét
tác động của biến động dòng vốn chảy vào một quốc gia lên tốc độ tăng trưởng GDP thì hệ số hồi quy khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, trong trường hợp của 12 quốc gia châu Á này, mức biến động của dòng vốn đầu tư từ nước ngồi vào trong nước khơng góp phần giải thích sự thay đổi trong tăng trưởng.
Bảng 4.3c: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGLOB và CIFV (12 nước)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.950154 0.661034 4.462936 0 ISPEED -0.000237 0.000117 -2.028584 0.0431 FGLOB(-1) 0.054426 0.01594 3.41453 0.0007 GDPG(-1) 0.464829 0.10296 4.514639 0 CIFV(-1) -0.008693 0.016361 -0.531333 0.5955 T -5.222985 0.989366 -5.279124 0 J-statistic 4.04537 Prob (J-statistic) 0.3999 Instrument Rank 21
b. Kết quả hồi quy cho mẫu gồm 6 nước phát triển:
Thực hiện lại việc hồi quy tương tự như khi hồi quy cho mẫu gồm mười hai quốc gia châu Á, kết quả thu được khi hồi quy cho mẫu gồm 6 quốc gia phát triển: Australia, Japan, Hong Kong, Korea, New Zealand và Singapore lần lượt được trình bày trong các bảng 4.4a, 4.4b và 4.4c.
Khi chưa đưa biến đo lường biến động dòng vốn COFV và CIFV vào hồi quy để chỉ xét tác động của hội nhập tài chính và tồn cầu hóa tài chính lên tốc độ tăng trưởng GDP, kết quả thu được như trong bảng 4.4a. Kết quả hồi quy này cho thấy hệ số hồi quy của biến đo lường hội nhập tài chính ISPEED âm và có ý nghĩa ở mức 1%, điều này thể hiện mối tương quan cùng chiều giữa hội nhập tài
chính và tốc độ tăng trưởng. Hệ số hồi quy của biến FGLOB là một số dương, có ý nghĩa ở mức 5%, thể hiện mối tương quan thuận giữa tồn cầu hóa tài chính và tốc độ tăng trưởng. Như vậy, kết quả thu được trong trường hợp này cũng tương tự với kết quả thu được khi tiến hành hồi quy với mẫu bao gồm tất cả 12 quốc gia.
Bảng 4.4a: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED và FGLOB (6 nước phát triển)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.451156 0.807067 3.037115 0.0027 ISPEED -0.000715 0.000271 -2.638175 0.0089 FGLOB(-1) 0.049483 0.020786 2.380519 0.0181 GDPG(-1) 0.481368 0.185894 2.58947 0.0102 T -4.835094 1.42341 -3.396838 0.0008 J-statistic 2.05241 Prob (J-statistic) 0.358364 Instrument Rank 12
Khi có sự xuất hiện của biến đo lường biến động dịng vốn ra COFV thì kết quả thu được như trong bảng 4.4b. Dấu của các hệ số hồi quy của các biến ISPEED và FGLOB không thay đổi so với kết quả thu được trong bảng 4.4a. Còn riêng với biến COFV vừa được đưa vào để xem xét tác động của biến động dòng vốn ra lên tốc độ tăng trưởng thì hệ số hồi quy thu được khơng có ý nghĩa thống kê. Như vậy, trong trường hợp này, biến động của dòng vốn ra khỏi một quốc gia cũng khơng giải thích sự thay đổi trong tốc độ tăng trưởng.
Bảng 4.4b: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGLOB và COFV (6 nước phát triển)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.895577 0.827453 3.499386 0.0006 ISPEED -0.000651 0.000224 -2.905972 0.004 FGLOB(-1) 0.050594 0.019513 2.592906 0.0101 GDPG(-1) 0.42106 0.160766 2.619084 0.0094 COFV(-1) -0.014982 0.018751 -0.799005 0.4251 T -4.826067 1.398687 -3.450427 0.0007 J-statistic 2.335082 Prob (J-statistic) 0.505833 Instrument Rank 14
Khi có sự xuất hiện của biến đo lường biến động dịng vốn vào CIFV thì kết quả thu được như trong bảng 4.4c. Biến CIFV được đưa vào mơ hình hồi quy nhằm xem xét thử những biến động của dòng vốn chảy vào một quốc gia có ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng của quốc gia đó hay khơng, thì kết quả hồi quy thu được là hệ số hồi quy của CIFV khơng có ý nghĩa thống kê, không phản ánh được mối tương quan nào giữa CIFV với GDPG.
Bảng 4.4c: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGLOB và CIFV (6 nước phát triển)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 1.925502 1.020305 1.887183 0.0604 ISPEED -0.000774 0.000281 -2.758384 0.0063 FGLOB(-1) 0.052145 0.023854 2.185986 0.0298 GDPG(-1) 0.579174 0.201069 2.880477 0.0044 CIFV(-1) 0.007589 0.022811 0.332676 0.7397 T -4.938918 1.465419 -3.37031 0.0009 J-statistic 0.076528 Prob (J-statistic) 0.782058 Instrument Rank 12
c. Kết quả hồi quy cho mẫu gồm 6 nước đang phát triển:
Tiến hành chạy hồi quy GMM cho mẫu là nhóm 6 nước đang phát triển: China, India, Indonesia, Malaysia, Philippines và Thailand. Cũng hồi quy lần lượt biến tốc độ tăng trưởng GDPG phụ thuộc vào ISPEED và FGLOB, rồi lần lượt đưa thêm biến đo lường biến động dòng vốn vào và dòng vốn ra vào mơ hình hồi quy để đánh giá tác động của biến động dòng vốn lên mức tăng trưởng ở những thị trường mới nổi này. Kết quả hồi quy thu được lần lượt được trình bày trong các bảng 4.5a, 4.5b và 4.5c.
Quan sát kết quả thu được trong bảng 4.5a, có thể thấy rằng hệ số hồi quy của biến đo lường hội nhập tài chính ISPEED mang dấu âm và có ý nghĩa ở mức 10%, điều này cho thấy rằng khi các thị trường mới nổi này tăng cường mở cửa và hội nhập tài chính thì tốc độ tăng trưởng cũng tăng lên (một sự giảm đi của ISPEED thể hiện sự gia tăng trong mức độ hội nhập tài chính). Hệ số hồi quy của biến đo lường mức tồn cầu hóa tài chính FGLOB mang dấu dương và có ý
nghĩa ở mức 5%, điều này phản ánh một vấn đề rằng khi các nước đang phát triển này gia tăng mức tồn cầu hóa tài chính thì cũng góp phần làm gia tăng tốc độ tăng trưởng.
Bảng 4.5a: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED và FGOB (6 nước đang phát triển)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 2.731565 0.955606 2.858464 0.0047 ISPEED -0.000146 8.75E-05 -1.667646 0.0969 FGLOB(-1) 0.06145 0.02701 2.27512 0.0239 GDPG(-1) 0.557697 0.160734 3.469682 0.0006 T -5.679881 1.350645 -4.205311 0 J-statistic 1.817901 Prob (J-statistic) 0.402947 Instrument Rank 12
Khi có sự xuất hiện của biến đo lường biến động dòng vốn ra khỏi quốc gia COFV, kết quả hồi quy thu được trong bảng 4.5b cho thấy hệ số hồi quy của COFV là khơng có ý nghĩa thống kê, có nghĩa là những biến động của dịng vốn đi ra khỏi một quốc gia khơng góp phần giải thích những thay đổi trong tốc độ tăng trưởng của quốc gia đó. Các hệ số hồi quy của biến đo lường hội nhập tài chính ISPEED và biến đo lường tồn cầu hóa tài chính FGLOB khơng thay đổi nhiều so với kết quả hồi quy thu được trong bảng 4.5a.
Bảng 4.5b: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGOB và COFV (6 nước đang phát triển)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 3.100112 1.339307 2.314713 0.0216 ISPEED -0.00016 9.51E-05 -1.680449 0.0944 FGLOB(-1) 0.066689 0.026509 2.515676 0.0127 GDPG(-1) 0.528525 0.193147 2.736385 0.0068 COFV(-1) -0.013499 0.01964 -0.687363 0.4927 T -5.764018 1.340352 -4.300375 0 J-statistic 2.340923 Prob (J-statistic) 0.504726 Instrument Rank 14
Khi đưa biến đo lường biến động của dòng vốn chảy vào một quốc gia CIFV vào mơ hình hồi quy để xem xét tác động của biến động dòng vốn vào lên tốc độ tăng trưởng của quốc gia đó thì kết quả thu được trong bảng 4.5c cho thấy một hệ số hồi quy âm của biến CIFV này nhưng khơng có ý nghĩa thống kê, chứng tỏ những biến động của dòng vốn chảy vào một quốc gia khơng góp phần giải thích những thay đổi trong tốc độ tăng trưởng của quốc gia đó. Cịn hệ số hồi quy của biến ISPEED và FGLOB vẫn thể hiện mối tương quan với GDPG tương tự như kết quả thu được trong bảng 4.5a và 4.5b ở trên.
Bảng 4.5c: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGOB và CIFV (6 nước đang phát triển)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 3.356605 1.184328 2.834186 0.0051 ISPEEDAE -0.000159 9.21E-05 -1.731735 0.0849 FGLOB(-1) 0.062017 0.025956 2.389333 0.0178 GDPG(-1) 0.489592 0.17938 2.729353 0.0069 CIFV(-1) -0.018361 0.017369 -1.057066 0.2918 T -5.732649 1.391138 -4.120834 0.0001 J-statistic 1.937035 Prob (J-statistic) 0.585578 Instrument Rank 14
Tổng hợp các kết quả hồi quy đo lường ảnh hưởng của hội nhập và tồn cầu hóa lên tăng trưởng được tóm tắt trong bảng 4.6. Quan sát các kết quả này ta thấy có một sự thống nhất về dấu của hệ số tương quan giữa các biến giải thích ISPEED, FGLOB, CFV với biến phụ thuộc GDPG cho cả ba mẫu quan sát. Khơng tìm thấy sự khác biệt nhiều giữa nhóm các nước phát triển và các nước đang phát triển. Kết quả thu được đều cho thấy khi các quốc gia châu Á này tăng cường hội nhập tài chính và tồn cầu hóa tài chính thì tốc độ tăng trưởng cũng tăng lên. Cụ thể là khi ISPEED giảm xuống một độ lệch chuẩn thì GDPG tăng lên 0.44 phần trăm (hệ số hồi quy -0.000243 nhân với độ lệch chuẩn 1812.99). Khi FGLOB tăng lên một độ lệch chuẩn thì ISPEED tăng lên 1.03 phần trăm (hệ số hồi quy 0.057255 nhân với độ lệch chuẩn 18). Còn các biến động của dịng vốn vào và dịng vốn ra khơng giải thích được gì cho những thay đổi trong tốc độ tăng trưởng. Kết quả hồi quy này khơng hồn tồn giống với kết quả hồi quy của bài nghiên cứu mà mơ hình của bài viết này dựa theo. Cụ thể là đối với nhóm các
quốc gia phát triển, De Nicolị và Juvenal (2014) khơng tìm thấy bằng chứng về tác động của hội nhập tài chính lên tăng trưởng; còn đối với các quốc gia đang phát triển, hội nhập tài chính đi đơi với tốc độ tăng trưởng tăng lên và hai tác giả này kết luận rằng hội nhập tài chính có ảnh hưởng mạnh mẽ hơn đối với các quốc gia đang phát triển. Trong khi kết quả hồi quy trong bài viết này lại cho ra hệ số hồi quy của biến ISPEED cùng dấu đối với hai nhóm nước này. Có thể lý giải cho sự khác biệt về kết quả hồi quy này như sau: hai tác giả De Nicolò và Juvenal (2014) hồi quy với bộ dữ liệu gồm 48 quốc gia khắp nơi trên thế giới trong giai đoạn 1985-2008; còn trong bài viết này, bộ dữ liệu được sử dụng là của 12 quốc gia châu Á trong giai đoạn 1970-2013. Xét về mặt dữ liệu chéo và