Biến độc lập
Biến phụ thuộc: growth
Findev: Liquid liabilities
(phƣơng trình (2))
Findev: Private credit
(phƣơng trình (3))
Coef. P_value Coef. P_value
FDI -0.7701695*** 0.000 -0.4223617** 0.017
findev -0.0673477*** 0.001 -0.1128743*** 0.001
traope 0.0324952* 0.067 0.0417392** 0.011 popgro -1.509421*** 0.000 -1.978962*** 0.000 govexp -0.3441531** 0.010 -0.329105** 0.013 gcf 0.4185108*** 0.000 0.4250112*** 0.000 GDPpc(t-1) -18.14194*** 0.000 -16.24903*** 0.000 inf -0.0240049* 0.087 -0.0190654 0.163 AR (2) P = 0.602 P = 0.386 Hansen test P = 0.176 P = 0.196
***: ý nghĩa thống kê 1%, **: ý nghĩa thống kê 5% và *: ý nghĩa thống kê 1%.
(Nguồn: tác giả tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata)
Kết quả hồi quy đạt được cho thấy, tất cả các biến trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê ngoại trừ duy nhất biến lạm phát bị mất ý nghĩa thống kê trong trường hợp sử dụng biến private credit đại diện cho phát triển tài chính. Dấu hệ số hồi quy của các biến giống nhau ở hai phương trình (2) và (3) cho thấy kết quả hồi quy ít phụ
phát triển tài chính. Hầu hết hệ số hồi quy của các biến đều có dấu đúng kỳ vọng, ngoại trừ hai biến FDI và phát triển tài chính. Giá trị p value của hai kiểm định AR (2) và Hansen đều lớn hơn 0.1, do đó các biến cơng cụ được sử dụng là phù hợp. Kết quả nghiên cứu được phân tích cụ thể dưới đây:
Tác động của biến tương tác giữa FDI và phát triển khu vực tài chính (fdi x findev) đến tăng trưởng kinh tế:
Biến quan trọng nhất trong nghiên cứu này là biến tương tác giữa FDI và phát triển khu vực tài chính (fdi x findev). Kết quả nghiên cứu cho thấy, dù sử dụng biến chỉ số thanh khoản của hệ thống tài chính hay biến tín dụng cho khu vực tư nhân để đại diện cho phát triển tài chính thì biến tương tác fdi x findev đều có hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy lần lượt là 1% và 5% ở phương trình (2) và (3). Điều này hàm ý rằng phát triển tài chính đóng một vai trị quan trọng trong mối quan hệ giữa FDI và tăng trưởng kinh tế. Cụ thể là phát triển tài chính có tác dụng thúc đẩy tác động tích cực của FDI đối với tăng trưởng kinh tế. Hệ thống tài chính phát triển sẽ tạo điều kiện thuận lợi cho việc tiếp nhận nguồn vốn đầu tư nước ngoài được dễ dàng hơn, tăng khả năng hấp thụ vốn của nền kinh tế, tăng tốc độ lưu thơng vốn,… từ đó thúc đẩy hoạt động sản xuất kinh doanh trong nước. Kết quả nghiên cứu này phù hợp với kỳ vọng và tương tự với phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm trước đây như Hermes và Lensink (2003), Chee (2010), Alfaro (2003), Ang (2009a,b), Chee Keong – Choong (2012),…
Tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế:
Hệ số hồi quy của biến FDI trong phương trình (2) và (3) đều có giá trị âm, có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy lần lượt là 1% và 5%, tức là dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động ngược chiều đối với tăng trưởng kinh tế. Kết quả này trái ngược với phần lớn lý thuyết tăng trưởng và một số nghiên cứu thực nghiệm cho rằng FDI có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu
này cũng trùng hợp với các nghiên cứu của Li và Liu (2005), De Mello (1999) Bos,Sander và Sechi (1974), McCombie và Thirlwall (1994). Tác động ngược chiều này có thể được giải thích dựa vào nghiên cứu của McCombie và Thirlwall (1994). Các tác giả này cho rằng hệ số hồi quy âm của FDI có thể là do việc dịng vốn FDI đổ nhiều vào các nước được lấy mẫu có thể ảnh hưởng xấu đến tăng trưởng nếu nó lấn át đầu tư trong nước và có thể gây ra sự phụ thuộc kinh tế của nước nhận đầu tư vào nước đầu tư. Từ đó, một khi có sự biến động của dịng vốn đầu tư nước ngồi cũng có thể gây ảnh hưởng nghiêm trọng đến kinh tế nước sở tại. Một cách giải thích khác cho kết quả này là FDI sẽ mất vai trò thúc đấy tăng trưởng kinh tế nếu khơng có phát triển tài chính. Điều này một lần nữa khẳng định vai trị của phát triển tài chính đối với mối quan hệ giữa FDI và phát triển tài chính.
Tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế:
Hệ số hồi quy của biến phát triển tài chính (findev) âm và có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 1% ở cả hai phương trình sử dụng biến Liquid liabilities và biến private credit làm đại diện, hàm ý rằng phát triển tài chính có tác động ngược chiều đến tăng trưởng kinh tế ở các quốc gia được lấy mẫu nghiên cứu. Kết quả này trái với một số nghiên cứu thực nghiệm trước đây như Greengood và Jonakovic (1990); Hermes và Lensink (2003), Alfaro (2003). Tuy nhiên, kết quả này cũng trùng hợp với nghiên cứu của Chee (2010), Loayza và Ranciere (2006). Tác động ngược chiều của biến phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế có thể được giải thích dựa trên nghiên cứu của Loayza và Ranciere (2006). Nghiên cứu này cho rằng, trong dài hạn, phát triển tài chính có tác động tích cực đối với tăng trưởng kinh tế, tuy nhiên trong ngắn hạn của các tổ chức tài chính trung gian phát triển có thể có tác động nghịch chiều đối với tăng trưởng kinh tế do tính bất ổn và dễ vỡ của hệ thống tài chính.
Tác động của các biến kiểm soát đến tăng trưởng kinh tế
Biến độ mở thương mại (trade openness) có hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa thống kê ở cả hai phương trình (2) và (3) với độ tin cậy lần lượt là 1% và 5%. Điều này cho thấy độ mở thương mại có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Một quốc gia có thương mại quốc tế phát triển sẽ tận dụng được lợi thế so sánh, hỗ trợ phân phối các nguồn lực hiệu quả hơn, học tập sự tiến bộ trong cơng nghệ của nước ngồi,… từ đó hỗ trợ hoạt động sản xuất kinh doanh trong nước phát triển. Dấu của hệ số hồi quy dương, phù hợp với kỳ vọng của tác giả ban đầu. Kết quả nghiên cứu này cũng trùng hợp với nghiều nghiên cứu thực nghiệm trước đây như Bailliu (2000), Choong (2012), Alfaro (2003)…
Biến tốc độ tăng trưởng dân số (popgro) có hệ số hồi quy âm và có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 1% ở cả hai phương trình (2) và (3), hàm ý rằng biến tốc độ tăng trưởng dân số có tác động nghịch chiều đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả này đúng với kỳ vọng của tác giả và trùng khớp với nghiên cứu của Barro (1998). Tác động nghịch chiều này có thể được giải thích là do khi dân số tăng, chất lượng nguồn nhân lực giảm sút.
Biến chi tiêu của chính phủ (govexp) có hệ số hồi quy âm và có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 5% ở cả hai phương trình (2) và (3). Kết quả này nghĩa là chi tiêu của chính phủ có tác động nghịch chiều đến tăng trưởng kinh tế. Tác động nghịch chiều này có thể là do chi tiêu chính phủ tăng cao có thể gây ra hiện tượng lấn át đầu tư tư nhân (hiệu ứng lấn át – crowding out effect), trong dài hạn, sự sụt giảm của đầu tư tư nhân có thể gây những tác động nghiêm trọng đến sản lượng của nền kinh tế. Một nguyên nhân khác là do đầu tư của chính phủ khơng mang lại hiệu quả cao, các vấn đề về lãng phí, tham nhũng trong chi tiêu cơng gây nên tác động xấu đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả này cũng phù hợp với các nghiên cứu trước đây như Hermes và Lensink (2003), Chee (2010), Balliu (2000), Chee – Keong Choong (2012),...
Biến tổng nguồn vốn (gcf) có hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 1% ở cả hai phương trình (2) và (3). Kết quả này phù hợp với kỳ vọng của tác giả và trùng khớp với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây như Chee – Keong Choong (2012), Hermes và Lensink (2003), Chee (2010), Alfaro (2003). Kết quả này có nghĩa là tổng nguồn vốn có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế.
Biến thu nhập GDP bình qn đầu người (GDPpct-1) có hệ số hồi quy âm và có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 1% trong cả hai phương trình (2) và (3), nghĩa là thu nhập bình quân đầu người có tác động nghịch chiều đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả này phù hợp với lý thuyết về tác động hội tụ (convergence effect) trong lý thuyết bán cổ điển, những nước có mức GDP bình qn đầu người thấp sẽ có tốc độ tăng trưởng cao hơn những nước có GDP bình qn đầu người cao, trong dài hạn các quốc gia sẽ tiến dần đến mức GDP bình quân đầu người tương đương nhau. Kết quả này cũng phù hợp với một số nghiên cứu thực nghiệm trước đây như Balliu (2000), Chee (2010), Hermes và Lensink (2003).
Biến lạm phát có hệ số hồi quy âm và có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 10% trong phương trình (2), nghĩa là lạm phát có tác động nghịch chiều đến tăng trưởng kinh tế. Lạm phát cao thể hiện nền kinh tết bất ổn, gây ra tác động xấu đến hoạt động sản xuất kinh doanh trong nước. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Barro (1998).
4.3.2 Sự khác biệt trong tác động của FDI đến tăng trƣởng kinh tế, ảnh hƣởng của phát triển tài chính đến tăng trƣởng kinh tế giữa nhóm nƣớc phát triển, đang phát triển và kém phát triển
Tiếp theo, để trả lời cho câu hỏi nghiên cứu: có sự khác nhau trong tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế, ảnh hưởng của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế giữa nhóm nước phát triển, đang phát triển và kém phát triển hay không, tôi lần lượt hồi quy phương trình (2) và (3) với dữ liệu của ba nhóm nước: phát triển, đang phát triển, kém phát triển. Kết quả hồi quy bằng phương pháp GMM sai phân được tóm tắt trong bảng sau:
Bảng 4.7: Kết quả hồi quy với dữ liệu các nhóm nƣớc: phát triển, đang phát triển, kém phát triển.
Biến độc lập
Biến phụ thuộc: growth
Phát triển Đang phát triển Kém phát triển
Liqlia pricre Liqlia pricre Liqlia pricre
FDI 0.423* (0.067) 0.2761** (0.043) -1.07*** (0.000) -0.6415** (0.000) -1.0632 (0.164) -1.6636* (0.082) findev 0.0145* (0.073) -0.0751 (0.315) -0.1319 (0.161) -0.1206** (0.032) -0.1248* (0.076) 1.3380 (0.158)
FDI x findev -0.0039 (0.107) -0.0018* (0.069) 0.0322** (0.043) 0.0269* (0.053) 0.0220 (0.161) 0.075*** (0.004) traope -0.00025 (0.987) 0.0130 (0.635) -0.0233 (0.771) 0.0036 (0.957) 0.116*** (0.002) 0.2506 (0.269) popgro -0.00793 (0.989) 0.2427 (0.777) -5.180** (0.016) -6.9232** (0.014) -4.382** (0.037) 5.5029 (0.292) govexp -0.841*** (0.000) -0.6741* (0.063) -0.669** (0.019) -0.800*** (0.001) -0.1107 (0.595) -0.648* (0.059) gcf 0.762*** (0.000) 0.4349* (0.076) 0.3103* (0.087) 0.3133** (0.040) 0.110 (0.462) -0.691** (0.010) GDPpc(t-1) -28.6*** (0.000) -17.53** (0.032) -28.1*** (0.000) -29.66*** (0.000) -28.2*** (0.000) -90.72** (0.013) inf -0.22 (0.194) -0.5043 0.192 -0.0045 0.834 -0.0005 0.964 -0.0384* (0.056) -0.07120 (0.142)
AR (2) (0.398) (0.398) (0.562) (0.999) (0.802) (0.808)
Hansen
test (0.997) (1.000) (0.825) (0.978) (1.000) (1.000)
***: ý nghĩa thống kê 1%, **: ý nghĩa thống kê 5% và *: ý nghĩa thống kê 1%. Giá trị trong dấu ngoặc đơn ( ) là p value.
(Nguồn: tác giả tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata).
Bảng kết quả cho thấy, Giá trị p value của hai kiểm định AR (2) và Hansen đều lớn hơn 0.1, do đó các biến cơng cụ được sử dụng là phù hợp. Kết quả nghiên cứu được phân tích cụ thể dưới đây:
Tác động của FDI đến tăng trưởng kinh tế:
Biến FDI có hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy lần lượt là 10% và 5% trong hai phương trình (2) và (3) khi hồi quy với dữ liệu của nước phát triển. Trong khi đó, hệ số hồi quy của biến FDI lại mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê 1%, 5% và khi lần lượt hồi phương trình (2) và (3) với dữ liệu của nước đang phát triển. Dấu hệ số hồi quy biến FDI cũng âm khi hồi quy dữ liệu nước kém phát triển trong trường hợp sử dụng biến private credit làm đại diện cho phát triển tài chính. Trường hợp dùng biến liquid liabilities đại diện cho phát triển tài chính ở nước kém phát triển, FDI mất ý nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy, FDI có vai trị thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở nhóm nước phát triển mạnh hơn nhóm nước đang phát triển và kém phát triển. Điều này có thể giải thích dựa vào các nghiên cứu trước đây. Các nghiên cứu này cho rằng, tác động tích cực của FDI đến tăng trưởng
kinh tế phụ thuộc vào các yếu tố như chính trị, kinh tế, luật pháp và văn hóa, thu nhập bình qn đầu người của nước nhận đầu tư (Blomstrom, Lipsey, Zejan, 1994); chính sách ngoại thương, rủi ro chính trị (De Mello, 1999), chất lượng nguồn nhân lực (Borenzstein,1998), độ mở thương mại (Balasubramanyam, Salisu, Sapsford, 1996). Do đó, những lợi thế về khoa học cơng nghệ, chất lượng nguồn nhân lực, độ mở thương mại,… ở các nước phát triển so với các nước đang phát triển và kém phát triển được lấy mẫu trong nghiên cứu này có thể là nguyên nhân dẫn đến kết quả biến FDI phát huy vai trò thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở nhóm nước phát triển hơn nhóm nước đang phát triển và kém phát triển.
Tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế:
Tương tự như biến FDI, biến phát triển tài chính có hệ số hồi quy dương ở nhóm nước phát triển, âm ở nhóm nước đang phát triển và kém phát triển. Tuy nhiên, chỉ có trường hợp sử dụng biến liquid liabilities đại diện cho phát triển tài chính ở nước phát triển, kém phát triển và sử dụng biến private credit đại diện cho phát triển tài chính ở nước đang phát triển là có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy lần lượt là 10%, 10% và 5%. Kết quả này hàm ý rằng phát triển tài chính có tác động tích cực đến tăng trưởng ở nhóm nước phát triển và có tác động tiêu cực đến tăng trưởng ở hai nhóm nước đang phát triển và kém phát triển. Điều này có thể là do hệ thống tài chính ở nước phát triển có tính ổn định hơn, ít xảy ra tăng trưởng nóng dẫn đến đổ vỡ hơn.
Tác động của biến tương tác giữa FDI và phát triển khu vực tài chính (fdi x findev) đến tăng trưởng kinh tế:
Hệ số hồi quy của biến tương tác giữa FDI và phát triển tài chính đều dương ở hai nhóm nước đang phát triển và kém phát triển, tuy nhiên trong trường hợp sử dụng biến liquid liabilities đại diện cho phát triển tài chính ở nhóm nước kém phát triển, biến tương tác khơng có ý nghĩa thống kê. Một kết quả đáng ngạc nhiên là hệ số hồi
quy của biến tương tác âm ở nhóm nước phát triển khi dùng biến private credit đại diện cho phát triển tài chính. Hệ số hồi quy của biến tương tác trong ở nhóm nước kém phát triển là lớn nhất (0,075, có ý nghĩa thống kê với độ tin cậy 1%), tiếp đến là nhóm nước đang phát triển (0,032 khi hồi quy với biến liquid liabilities và 0,029 khi hồi quy với biến private credit). Kết quả này cho thấy, vai trị của phát triển tài chính đối với mối quan hệ giữa FDI và tăng trưởng kinh tế ở nhóm nước kém phát triển là lớn nhất.
4.3.3 Tác động của FDI đến tăng trƣởng kinh tế, ảnh hƣởng của phát triển tài chính đến tăng trƣởng kinh tế ở các quốc gia Asean
Cuối cùng, để đánh giá tác động FDI đến tăng trưởng kinh tế, ảnh hưởng của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế ở các quốc gia Asean, nghiên cứu hồi quy phương trình (2) và (3) với dữ liệu của 10 quốc gia Asean. Kết quả hồi quy theo phương pháp GMM sai phân được tóm tắt như sau:
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy với dữ liệu các nhóm nƣớc Asean
Biến độc lập
Biến phụ thuộc: growth
Findev: Liquid liabilities
(phƣơng trình (2))
Findev: Private credit
(phƣơng trình (3))
Coeff Prob Coeff Prob
FDI -0.9179026 0.221 -0.3579 0.547
findev -0.1726968*** 0.008 -0.2254476*** 0.000
FDI x findev 0.0129558 0.133 0.007849 0.336
popgro -1.65725** 0.016 -2.089782*** 0.000 govexp -0.2296612 0.366 -0.0637457 0.759 gcf 0.2933616*** 0.000 0.2991888*** 0.001 GDPpc(t-1) -4.348811* 0.095 -2.307235 0.223 inf -0.0837631* 0.087 -0.0699908 0.103 AR (2) P = 0.106 P = 0.140 Hansen test P = 1.000 P = 0.999
***: ý nghĩa thống kê 1%, **: ý nghĩa thống kê 5% và *: ý nghĩa thống kê 1%.
(Nguồn: tác giả tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm Stata)
Bảng kết quả cho thấy, giá trị p value của hai kiểm định AR (2) và Hansen đều lớn hơn 0.1, do đó các biến cơng cụ được sử dụng là phù hợp. Kết quả nghiên cứu được