Phương trình 1
(FD được đo lường bằng Credit)
Phương trình 2
(FDđược đo lường bằng Liquid)
Kết quả F( 12, 310) = 4.26
Prob > F = 0.0000
F( 12, 310) = 4.59 Prob > F = 0.0000
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm STATA
Kiểm định tác động thời gian trong mơ hình nghiên cứu:
Ho: khơng cần đưa tác động thời gian vào mơ hình nghiên cứu.
Kết quả kiểm định testparm cho thấy giá trị p-value nhỏ hơn 0.05. Do vậy, chúng ta có thể bác bỏ giả thuyết Ho: khơng cần đưa tác động thời gian vào mơ hình. Hay nói cách khác, trong mơ hình ban đầu chúng ta phải xét đến tác động thời gian.
Sau khi thực hiện hồi quy bằng mơ hình hồi quy tác động cố định FEM, tôi tiếp tục thực hiện kiểm định Wald và kiểm định Lagram – Multiplier để xác định trong mơ hình có tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi hoặc tự tương quan hay khơng.
Kết quả kiểm định Wald được trình bày ở bảng 4.10 và 4.11 dưới đây:
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định Wald cho phương trình (1), sử dụng biến Credit để đo lường phát triển tài chính.
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (34) = 2121.37
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm STATA
Bảng 4.11: Kết quả kiểm định Wald cho phương trình (2), sử dụng biến Liquid để đo lường phát triển tài chính.
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (34) = 1304.79
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm STATA
Kết quả kiểm định Wald cho thấy, p-value đều nhỏ hơn 0.05 đối với cả hai phương trình, tức là có thể bác bỏ giả thuyết Ho: khơng có hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình. Hay nói cách khác, trong mơ hình nghiên cứu có xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi.
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định LM cho phương trình (1), sử dụng biến Credit để đo lường phát triển tài chính.
Prob > F = 0.2932 F( 1, 32) = 1.142 H0: no first-order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm STATA
Bảng 4.13: Kết quả kiểm định LM cho phương trình (2), sử dụng biến Liquid để đo lường phát triển tài chính.
Prob > F = 0.1752 F( 1, 32) = 1.922 H0: no first-order autocorrelation
Wooldridge test for autocorrelation in panel data
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm STATA
Kết quả kiệm định Lagram – Multiplier cho thấy p-value có giá trị lớn hơn 0.05 đối với cả hai phương trình, tức là chúng ta có thể chấp nhận giả thuyết Ho: khơng có hiện tượng tự tương quan trong mơ hình. Hay nói cách khác, trong mơ hình nghiên cứu khơng có hiện tượng tự tương quan.
Nói tóm lại, khi thực hiện hồi quy bằng phương pháp tác động cố định thì xuất hiện hiện tượng phương sai thay đổi. Điều này khiến kết quả nghiên cứu đạt được sẽ bị chệch, khơng có độ tin cậy cao. Để khắc phục điều này, tôi sẽ thực hiện hồi quy bằng phương pháp GLS. Kết quả hồi quy thực hiện bằng phương pháp GLS được trình bày ở bảng 4.14:
Bảng 4.14: Tác động của FDI, phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế của các nước trên thế giới trong giai đoạn 2000-2013.
Phương trình (1) (FD đo lường bằngCredit) Phương trình (2) (FD đo lường bằng Liquid) FDI 0.3106581* (2.74) 0.3882775* (2.63) Credit -0.023025* (-4.32) Liquid -0.0151007** (-2.43) FDI Credit 0.0017832* (2.98) FDI Liquid -0.0000683 (-0.06) dLDC FDI Credit -0.0004731 (-0.11) dDC FDI Credit 0.0053031* (2.73) dLDC FDI Liquid -0.0016541 (-0.45) dDC FDI Liquid 0.0034835* (2.70) GCF 0.0931243* (4.05) 0.0848998* (3.93) Govcons -0.0801331** (-2.56) -0.1025965* (-3.31) Openess 0.01041** (2.19) 0.0082085** (1.82) dLDC Openess -0.009773 (-0.98) -0.0085716 (-0.94) dDC Openess -0.0110426*** (-1.80) -0.0071636 (-1.35) Secenr 0.0257972* ( 3.80) 0.0191641* ( 2.81)
Phương trình (1) (FD đo lường bằngCredit) Phương trình (2) (FD đo lường bằng Liquid) Secenr FDI -0.0046744* (-4.02) -0.0035022* (-2.96) IGDP -0.8920866* (-4.28) -1.026059* (-5.13) Pop growth -0.0978775 (-0.64) -0.0689866 (-0.44) Goveff 0.6757424* (3.11) 0.7820611* (3.59) Hằng số 9.149379* (5.49) 10.70543* (6.65) Kiểm định Wald với giả
thuyết Ho:β3 = β4 = β5 = 0 (p-value)
0.0024 0.0314
Kiểm định Wald với giả thuyết Ho: β4 = β5 = 0 (p-
value)
0.0150 0.0131
Ghi chú: dấu *, ** ,*** thể hiện ý nghĩa thống kê ở mức 1%, 5%, 10%
Nguồn: Kết quả dựa trên tính tốn từ dữ liệu nghiên cứu với phần mềm STATA
Kết quả hồi quy đạt được cho thấy:
Hệ số hồi quy của biến FDI trong cả hai phương trình đều có giá trị dương, có độ tin cậy ở mức 1%, tức là dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi có tác động tích cực đối với tăng trưởng kinh tế của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Điều này phù hợp với những quan điểm về mặt lý thuyết cũng như các kết quả nghiên cứu thực nghiệm trước đây của Blomstrom (1994), Alfaro (2003), Borenzstein (1998), Chee (2010)…Dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi là một nguồn vốn đầu tư quan trọng của các quốc gia nhận đầu tư. Ngồi ra, dịng vốn
FDI cịn có thể góp phần nâng cao chất lượng nguồn nhân lực, khả năng cạnh tranh…của các nước nhận đầu tư hay thông qua FDI, công nghệ, kỹ thuật sản xuất tiên tiến của nước đầu tư sẽ được chuyển giao cho nước nhận đầu tư. Từ những tác động trực tiếp, gián tiếp đó, dịng vốn FDI có tác dụng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế của các quốc gia nhận đầu tư.
Hệ số hồi quy của biến Credit và biến Liquid có giá trị âm, có ý nghĩa thống kê. Điều này có nghĩa là phát triển tài chính có tác động nghịch chiều đối với tăng trưởng kinh tế của những quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Kết quả này trái với những quan điểm, kết quả nghiên cứu thực nghiệm của Greengood và Jovanovic (1990); Hermes và Lensink (2003), Alfaro (2003)…Tuy nhiên, nó lại tương đồng với kết quả nghiên cứu của Chee (2010).
Tác động nghịch chiều này của phát triển tài chính đối với tăng trưởng có thể được giải thích dựa theo nghiên cứu của Loayza và Ranciere (2006). Các tác giả này cho rằng, trong dài hạn, phát triển tài chính có tác động tích cực đối với tăng trưởng kinh tế. Nhưng trong ngắn hạn sự phát triển của các tổ chức tài chính trung gian sẽ có thể có tác động nghịch chiều đối với tăng trưởng kinh tế do tính bất ổn, dễ vỡ của tài chính.
Khi sử dụng biến Credit để đo lường phát triển tài chính biến tương tác FDI Credit có hệ số hồi quy dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kiểm định Wald với giả thuyết Ho: β3 = β4 = β5 = 0 có giá trị p-value nhỏ hơn 0.05, do vậy giả thuyết Ho có thể bị bác bỏ. Điều này hàm ý rằng, phát triển tài chính có tác dụng hỗ trợ cho tác động tích cực của vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI đối với tăng trưởng kinh tế. Hệ thống tài chính phát triển sẽ tạo điều kiện thuận lợi cho việc tiếp nhận các dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài, hoạt động phân phối, sử dụng các nguồn vốn này cũng tốt hơn. Từ đó, các hoạt động kinh tế trong nước được thúc đẩy. Kết quả này khá tương đồng với kết quả nghiên cứu
trước đây của Chee (2010) cũng như Hermes và Lensink (2003), Alfaro (2003), Ang (2009a,b)…
Kiểm định Wald với giả thuyết Ho: β4 = β5 = 0 có giá trị p-value nhỏ hơn 0.05, do đó giả thuyết Ho có thể bị bác bỏ. Dựa vào kết quả kiểm định trên, có thể nói rằng, tác động bổ sung của FDI và phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế khác nhau giữa các nhóm nước phát triển, đang phát triển và kém phát triển. Mặt khác, hệ số hồi quy của biến dLDC FDI Credit và biến dLDC FDI Liquid đều khơng có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, hệ số hồi quy của biến dDC FDI Credit và biến dDC FDI Liquid có giá trị dương, có ý nghĩa thống kê. Những kết quả trên cho thấy rằng, vai trò của phát triển tài chính trong mối quan hệ giữa dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở những nước đang phát triển là lớn nhất. Cụ thể hơn, so với những nước thuộc nhóm kém phát triển, phát triển có cùng mức độ phát triển tài chính thì dịng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi FDI ở những nước thuộc nhóm đang phát triển sẽ có tác động đến tăng trưởng kinh tế lớn hơn.
Kết quả hồi quy từ bảng 4.14 cũng cho thấy biến GCF có hệ số hồi quy dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong cả hai trường hợp. Điều này có nghĩa là nguồn vốn đầu tư nội địa có tác động tích cực đối với tăng trưởng kinh tế. Kết quả này phù hợp với giả thuyết ban đầu được đưa ra và các kết quả nghiên cứu trước đó của Hermes và Lensink (2003), Alfaro (2003), Choong (2012), Chee (2010). Đầu tư là một trong những nhân tố tác động vào tổng cầu, nếu nền kinh tế chưa tồn dụng thì sự gia tăng trong tổng cầu sẽ có tác động thúc đẩy kinh tế tăng trưởng. Đặc biệt, nếu đầu tư vào các lĩnh vực giáo dục, đào tạo kỹ năng thì sẽ có tác động nâng cao chất lượng nguồn nhân lực, đầu tư vào khoa học kỹ thuật có tác động nâng cao hiệu quả sản xuất…Những tác động đó sẽ góp phần nâng cao năng lực sản xuất của toàn nền kinh tế, thúc đẩy kinh tế tăng trưởng ổn định trong dài hạn. Và đối với một quốc gia thì đầu tư nội địa là
một nguồn vốn đầu tư quan trọng, do vậy nguồn vốn đầu tư nội địa là một nhân tố quan trọng tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế.
Ngoài ra tăng trưởng kinh tế cũng chịu sự tác động của chi tiêu chính phủ. Hệ số hồi quy của biến Govcons trong cả hai trường hợp đều có giá trị âm, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5%. Kết quả này hàm ý rằng, chi tiêu chính phủ có tác động nghịch chiều đối với tăng trưởng kinh tế. Tác động này có thể do chi tiêu chính phủ là một trong những công cụ quan trọng để nhà nước tác động vào kinh tế nhưng nếu công cụ này được sử dụng q mức thì có thể dẫn đến hiện tượng chèn lấn đầu tư, gây ảnh hưởng không tốt đến hoạt động kinh tế. Hoặc các hoạt động kinh tế của khu vực cơng khơng có hiệu quả kinh tế cao; các vấn đề khác như tham nhũng, lãng phí trong chi tiêu cơng cũng có thể là nguyên nhân của tác động nghịch chiều này. Kết quả đạt được cũng tương đồng với những kết quả của các nghiên cứu trước đây như Balliu (2000), Choong (2012), Hermes và Lensink (2003), Chee (2010)…
Biến Secenr có hệ số hồi quy dương, có ý nghĩa thống kê trong cả hai trường hợp. Điều này hàm ý rằng chất lượng nguồn nhân lực có tác động tích cực đối với tăng trưởng kinh tế, nguồn nhân lực có trình độ là điều kiện cơ bản quan trọng của một quốc gia để phát triển kinh tế. Nguồn nhân lực có trình độ thì năng suất lao động cao hơn, khả năng nghiên cứu hay tiếp nhận, áp dụng công nghệ khoa học kỹ thuật mới cũng tốt hơn, kèm theo đó là khả năng quản lý, kỷ luật lao động cũng được nâng cao…Những điều này góp phần nâng cao hiệu quả hoạt động của các doanh nghiệp nói riêng và nền kinh tế nói chung. Tóm lại, nguồn nhân lực phát triển tốt là nhân tố quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Kết quả này cũng tương tự với kết quả nghiên cứu của Hermes và Lensink (2003), Choong (2012)…
vọng ban đầu được đưa ra, nguồn vốn con người sẽ có tác động hỗ trợ tác động tích cực của FDI đối với tăng trưởng kinh tế cũng như các kết quả nghiên cứu trước đây của Hermes và Lensink (2003), Alfaro (2003). Nhưng nó lại tương đồng với kết quả của Balliu (2000), Chee (2010).
Kết quả này có thể được giải thích như sau: khi một quốc gia có chất lượng nguồn nhân lực tốt thì quốc gia đó có xu hướng thực hiện những chương trình R&D. Khi đó, tăng trưởng kinh tế sẽ bớt phụ thuộc vào nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi. Ví dụ điển hình cho trường hợp này là những quốc gia ở khu vực châu Á như Hàn Quốc, Singapore…
Hệ số hồi quy của biến Openess có giá trị dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tức là độ mở thương mại có tác động tích cực đối với tăng trưởng kinh tế. Điều này tương tự với những kết quả nghiên cứu trước đó của Balliu (2000), Choong (2012), Alfaro (2003)…Theo đó, độ mở thương mại có tác dụng hỗ trợ phân phối các nguồn lực có hiệu quả hơn thơng qua lợi thế cạnh tranh, cho phép truyền dẫn công nghệ và tri thức, khuyến khích sự cạnh tranh ở thị trường nội địa và quốc tế.
Tuy nhiên, kết quả hồi quy của biến dDC Openess lại có giá trị âm, có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Có nghĩa là, đối với những nước đang phát triển, độ mở thương mại lại có tác động nghịch chiều đối với tăng trưởng kinh tế. Lý do để giải thích cho kết quả này có thể là, khi các quốc gia đang phát triển gia tăng độ mở thương mại có thể dẫn đến sự thay đổi lớn trong lạm phát, tỷ giá. Mà nếu kinh tế vĩ mơ bất ổn thì sẽ ảnh hưởng đến các hoạt động kinh tế.
Hệ số hồi quy của biến IGDP có giá trị âm, có ý nghĩa thống kê trong cả hai trường hợp. Kết quả này có thể cho thấy rằng GDP bình qn đầu người có tác động nghịch chiều đối với tăng trưởng kinh tế của một quốc gia. Điều này có thể được giải thích dựa theo tác động hội tụ trong lý thuyết bán cổ điển: khả
năng đạt được tốc độ tăng trưởng kinh tế cao sẽ thấp nếu có sự gia tăng trong GDP bình quân đầu người. Kết quả nghiên cứu đạt được cũng tương tự như kết quả của Balliu (2000), Hermes và Lensink (2003), Chee (2010)…
Hệ số hồi quy của biến Goveff có giá trị dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong cả hai trường hợp. Kết quả này tương đồng với kết quả nghiên cứu của Chee (2010) và nó cũng cho thấy rằng một quốc gia có hoạt động hiệu quả tốt có thể đạt được chỉ số tín dụng cao hơn, thu hút nhiều đầu tư hơn, cung cấp những dịch vụ cơng tốt hơn… Từ đó quốc gia đó có thể nhận được nhiều nguồn vốn đầu tư cũng như quản lý tốt các nguồn vốn đó, các chính sách phát triển kinh tế cũng được triển khai có hiệu quả…dẫn đến hoạt động kinh tế được thực hiện một cách suôn sẻ. Tóm lại, chỉ số hiệu quả chính phủ có tương quan cùng chiều đối với tăng trưởng kinh tế.
Hệ số hồi quy của biến Pop growth không có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là với mẫu dữ liệu được sử dụng trong luận văn, tốc độ tăng trưởng dân số khơng có tác động đến tăng trưởng kinh tế.
Tóm lại, từ kết quả nghiên cứu đạt được chúng ta có thể trả lời cho những câu hỏi nghiên cứu đuợc đặt ra từ đầu luận văn như sau. Thứ nhất, dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi FDI có tác động cùng chiều đối với tăng trưởng kinh tế, phát triển tài chính có tác động nghịch chiều đối với tăng trưởng kinh tế. Thứ hai, phát triển tài chính có tác dụng hỗ trợ cho tác động tích cực của đầu tư trực tiếp nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế. Hệ thống tài chính phát triển có thể giúp cho q trình phân phối, sử dụng nguồn vốn hiệu quả hơn, từ đó thúc đẩy hoạt động đầu tư tốt hơn. Đặc biệt, trong ba nhóm nuớc kém phát triển, đang phát triển và phát triển thì vai trị của phát triển tài chính trong mối quan hệ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và phát triển tài chính mạnh nhất đối với những quốc gia đang phát triển. Ngoài ra, đối với mẫu dữ liệu đuợc chọn tăng trưởng kinh tế
thương mại, phát triển nguồn nhân lực, chỉ số hiệu quả chính phủ và tác động nghịch chiều của GDP bình quân đầu người năm trước, tổng chi tiêu chính phủ.