CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kết Quả Nghiên Cứu
Bước đầu, bài nghiên cứu chưa xem xét đến sự tương tác qua lại giữa kiều hối và phát triển tài chính tới tăng trưởng kinh tế mà kiểm tra riêng đối với biến tỷ
49
lệ kiều hối trên GDP có ảnh hưởng tới tăng trưởng kinh tế hay khơng. Do đó, bảng 4.3 là kết quả hồi quy của phương trình (1) trên Stata.
Bảng 4.3 thể hiện chỉ số F- Statistics = 0.0000 với giả thuyết H0: mơ hình hồi quy gộp thì hiệu quả hơn (khơng có sự khác biệt các hệ số giữa các quốc gia hoặc các thời điểm khác nhau). Kết quả bác bỏ giả thuyết H0, nghĩa là cho thấy mơ hình hồi quy với hiệu ứng cố định hoặc mơ hình hồi quy với hiệu ứng ngẫu nhiên sẽ phù hợp hơn mơ hình hồi quy gộp. Chứng tỏ rằng, các quốc gia khác nhau sẽ có tác động khác nhau đến tăng trưởng kinh tế. Sử dụng kiểm định hausman để lựa chọn giữa mơ hình hồi quy với hiệu ứng cố định và mơ hình hồi quy với hiệu ứng ngẫu nhiên, với kết quả trên stata như sau (phụ lục 11):
Prob>chi2 = 0.9399 = 11.23
chi2(20) = (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 xtivreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtivreg 2013.year 2.275857 -.0830076 2.358864 .8119255 2012.year 2.957486 .7582656 2.19922 .7956389 2011.year 2.443754 .5466102 1.897144 .6853051 2010.year 2.699089 .9854674 1.713622 .6121975 2009.year .0530216 -1.630349 1.68337 .6071193 2008.year 1.100474 -.3396312 1.440106 .4921174 2007.year 3.707724 2.414416 1.293308 .4628615 2006.year 3.442571 2.456232 .9863396 .369214 2005.year 2.710477 1.979688 .7307898 .2778168 2004.year 2.199046 1.700297 .4987492 .2190738 2003.year 1.934055 1.673785 .2602698 .1418603 2002bn.year .4526679 .3418265 .1108414 .0960107 tr .0121211 .0102569 .0018642 .0120312 gov -.0434545 -.0370716 -.0063829 .0747759 pri .0286714 .0105208 .0181507 .023011 pop -.6268989 -1.105727 .4788283 .2564155 inf .1358296 .122506 .0133236 .0199026 gi .145227 .1744486 -.0292216 .0193518 ypcr -6.070755 -1.072402 -4.998353 1.656522 remy -.0670611 -.07215 .0050889 .0262892 fixed radom Difference S.E.
(b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) Coefficients
50
Kết quả thể hiện chấp nhận giả thuyết H0: mơ hình hồi quy hiệu ứng ngẫu nhiên hiệu quả hơn. Như vậy, mơ hình hồi quy với hiệu ứng ngẫu nhiên thì được chọn và cho kết quả tốt hơn mơ hình hồi quy với hiệu ứng cố định.
51
Bảng 4.3 Kết quả hồi quy của phương trình (1)
OLS TSLS
PM(1) FE(2) RE(3) PM(4) FE(5) RE(6)
YPCR -0.664***(0.21) -6.084***(1.7) -1.058***(0.4) -0.679***(0.21) -6.071***(1.71) -1.072***(0.41) REMY -0.054**(0.03) -0.059(0.04) -0.069**(0.03) -0.059**(0.03) -0.067(0.05) -0.072*(0.04) GI 0.18***(0.03) 0.144***(0.04) 0.175***(0.03) 0.178***(0.03) 0.145***(0.04) 0.174***(0.03) INF 0.163***(0.05) 0.135***(0.05) 0.122***(0.05) 0.165***(0.05) 0.136***(0.05) 0.123***(0.05) POP -1.187***(0.3) -0.632(0.47) -1.108***(0.39) -1.191***(0.3) -0.627(0.47) -1.106***(0.39) PRI 0.003(0.02) 0.028(0.03) 0.01(0.03) 0.004(0.02) 0.029(0.03) 0.011(0.03) GOV -0.114**(0.06) -0.044(0.12) -0.039(0.09) -0.11*(0.06) -0.043(0.12) -0.037(0.09) TR 0.007(0.01) 0.013(0.02) 0.01(0.01) 0.007(0.01) 0.012(0.02) 0.01(0.01) _cons 5.312**(2.65) 41.278***(12.72) 6.575(4.14) 5.37**(2.65) 41.186***(12.73) 6.65(4.17) F- Statistics 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 R-sq: 0.3568 0.131 0.387 0.357 0.133 0.387 Số quan sát 306 306 306 306 306 306
OLS với PM(1): phụ lục 5, OLS với FE(2): phụ lục 6, OLS RE(3): phụ lục 7 TSLS với PM(4): phụ lục 8, TSLS với FE(5): phụ lục 9, TSLS RE(6): phụ lục 10 Ký hiệu *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%.
52
Bảng 4.4 Kết quả hồi quy của phương trình (2) khi đưa thêm biến biến động kiều hối vào mơ hình
OLS TSLS
PM(1) FE(2) RE(3) PM(4) FE(5) RE(6)
YPCR -0.663***(0.21) -6.113***(1.71) -1.073***(0.41) -0.681***(0.22) -6.185***(1.71) -1.144***(0.41) REMY -0.052(0.03) -0.063(0.04) -0.069*(0.04) -0.06(0.04) -0.087(0.05) -0.097**(0.05) REMV -0.018(0.13) 0.034(0.12) 0.001(0.12) 0.005(0.12) 0.125(0.14) 0.119(0.11) GI 0.18***(0.03) 0.145***(0.04) 0.175***(0.04) 0.178***(0.03) 0.147***(0.04) 0.176***(0.03) INF 0.164***(0.05) 0.136***(0.05) 0.122***(0.05) 0.165***(0.05) 0.135***(0.05) 0.121***(0.05) POP -1.181***(0.3) -0.628(0.47) -1.105***(0.39) -1.193***(0.3) -0.629(0.47) -1.118***(0.39) PRI 0.003(0.02) 0.028(0.03) 0.01(0.03) 0.004(0.02) 0.026(0.03) 0.009(0.03) GOV -0.113**(0.06) -0.041(0.12) -0.037(0.09) -0.11*(0.06) -0.026(0.12) -0.02(0.09) TR 0.007(0.01) 0.013(0.02) 0.01(0.01) 0.007(0.01) 0.013(0.02) 0.01(0.01) _cons 5.269*(2.67) 41.479***(12.76) 6.639(4.2) 5.398**(2.73) 42.053***(12.77) 7.225*(4.19) F- Statistics 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 R-sq: 0.3546 0.130 0.387 0.355 0.132 0.383 Số quan sát 306 306 306 306 306 306
OLS với PM(1): phụ lục 12, OLS với FE(2): phụ lục 13, OLS RE(3): phụ lục 14 TSLS với PM(4): phụ lục 15, TSLS với FE(5): phụ lục 16, TSLS RE(6): phụ lục 17 Ký hiệu *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%.
53
Bảng 4.5 Kết quả hồi quy của phương trình (3) khi đưa thêm biến phát triển tài chính và biến tương tác vào vào mơ hình. Hồi
quy phương trình với hiệu ứng ngẫu nhiên đối với OLS và TSLS.
OLS TSLS (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) YPCR -0.547(0.43) -0.527(0.42) -0.524(0.42) -0.589(0.37) -0.598(0.44) -0.581(0.43) -0.566(0.43) -0.535(0.4) REMY -0.067**(0.03) -0.047(0.05) -0.069**(0.03) 0.021(0.05) -0.08**(0.04) -0.057(0.05) -0.082**(0.04) -0.051(0.05) GI 0.187***(0.04) 0.183***(0.04) 0.187***(0.04) 0.179***(0.03) 0.186***(0.04) 0.182***(0.04) 0.186***(0.04) 0.182***(0.04) INF 0.097**(0.04) 0.101**(0.04) 0.088**(0.04) 0.099**(0.04) 0.098**(0.04) 0.103**(0.04) 0.09**(0.04) 0.097**(0.04) POP -1.288***(0.39) -1.337***(0.38) -1.292***(0.39) -1.396***(0.37) -1.278***(0.39) -1.323***(0.38) -1.284***(0.39) -1.343***(0.38) PRI 0.001(0.02) 0.004(0.02) 0.007(0.02) 0.018(0.02) 0.002(0.02) 0.005(0.02) 0.009(0.02) 0.012(0.02) GOV -0.138(0.08) -0.139*(0.08) -0.133(0.08) -0.133*(0.08) -0.129(0.09) -0.131(0.08) -0.124(0.09) -0.129(0.08) TR 0.016*(0.01) 0.015*(0.01) 0.016*(0.01) 0.014*(0.01) 0.016*(0.01) 0.016*(0.01) 0.016*(0.01) 0.015*(0.01) DC -0.015(0.01) -0.014(0.01) -0.015(0.01) -0.014(0.01) DCREMY -0.001(0) -0.001(0) M2 -0.019*(0.01) -0.014(0.01) -0.019*(0.01) -0.018*(0.01) M2REMY -0.003**(0) -0.001(0) _cons 6.325(3.97) 6.062(3.83) 6.003(3.95) 5.47(3.62) 6.512(4.02) 6.248(3.88) 6.13(4.01) 5.706(3.8) F- Statistics 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 R-sq: 0.336 0.345 0.341 0.376 0.334 0.345 0.353 0.356 Số quan sát 306 306 306 306 306 306 306 306
OLS với (1) là phụ lục 18, với (2) là phụ lục 19, với (3) là phụ lục 20, với (4) là phụ lục 21 TSLS với (5) là phụ lục 22, với (6) là phụ lục 23, với (7) là phụ lục 24, với (8) là phụ lục 25 Ký hiệu *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%.
54
Kết quả hồi quy về tác động của kiều hối đến tăng trưởng kinh tế với 27 nước từ năm 2000-2013 được trình bày từ bảng 4.3, 4.4, 4.5 với phương pháp OLS và so sánh với phương pháp dùng biến công cụ TSLS. Kết quả của bảng 4.3 là hồi quy theo phương trình (1) khi chưa có biến biến động kiều hối cũng như chỉ số phát triển tài chính, biến tương tác giữa kiều hối và phát triển tài chính. Kết quả của bảng 4.4 là hồi quy theo phương trình (2) khi đưa biến biến động kiều hối. Kết quả của bảng 4.5 là hồi quy theo phương trình (3) khi có chỉ số tài chính, biến tương tác giữa kiều hối và phát triển tài chính.
Kết quả của phương trình (1), bảng 4.3 cho thấy rằng hệ số ước lượng của biến tỷ lệ kiều hối trên GDP là -0.054, -0.069 có mức ý nghĩa 5% khi chạy OLS với hồi quy gộp và hiệu ứng ngẫu nhiên. Khi chạy phương pháp TSLS thì hệ số lần lượt là -0.059, -0.072 có ý nghĩa 5%, 10% với hồi quy gộp và hiệu ứng ngẫu nhiên. Điều này cho thấy, kiều hối có tác động nghịch chiều tới tăng trưởng kinh tế và không như kỳ vọng. Ở bảng 4.4, khi đưa biến biến động kiều hối vào thì hệ số ước lượng theo phương pháp OLS lần lượt là -0.069 với hồi quy hiệu ứng ngẫu nhiên ở mức ý nghĩa 10%. Đối với phương pháp TSLS khi đưa biến biến động kiều hối vào thì hệ số ước lượng -0.097 và ý nghĩa 5%. Tác động nghịch chiều có thể lý giải như sau, những nước kinh tế mở nhỏ khi có dịng kiều hối q lớn dẫn tới đồng nội tệ trong nước tăng giá và mất tính cạnh tranh cho hàng xuất khẩu trong nước. Ngoài ra, những người tiếp nhận kiều hối phụ thuộc vào nguồn lực bên ngoài và mang tâm lý ỷ lại. Do đó, nó khơng khuyến khích người nhận kiều hối làm việc và giảm một phần nỗ lực của người lao động cho các doanh nghiệp và doanh nhân lao động trong nước. Họ dùng số tiền nhận được chủ yếu cho tiêu dùng mà khơng đầu tư nên kiều hối có tác động ngược chiều tới tăng trưởng kinh tế. Khi đưa hai biến chỉ số phát triển tài chính, bảng 4.5, thì với phương pháp OLS có hệ số của biến kiều hối là - 0.067, -0.069 với mức ý nghĩa 5%. Đối với phương pháp TSLS, thì hệ số là -0.08, - 0.082 với ý nghĩa 5% . Tuy nhiên, khi đưa biến tương tác vào mơ hình thì hệ số của tỷ lệ kiều hối trên GDP trở nên mất ý nghĩa ở hồi quy OLS và TSLS.
55
Biến biến động của tỷ lệ kiều hối trên GDP được đưa vào mơ hình ở phương trình (2), bảng 4.4, sử dụng phương pháp OLS hay TSLS với hồi quy gộp, hiệu ứng cố định, hiệu ứng ngẫu nhiên thì biến này hầu như mang dấu âm nhưng khơng có ý nghĩa thống kê ở cả hai phương pháp. Do đó, đối với mẫu nghiên cứu này thì mối liên kết giữa biến động kiều hối thì có tác động tiêu cực đối với tăng trưởng kinh tế thì chưa được khám phá. Và đây chỉ là một bằng chứng thực nghiệm của bài nghiên cứu đối với mẫu đang được xem xét. Kết quả này có thể được giải thích dựa trên giả định kiều hối chủ yếu được sử dụng cho tiêu dùng. Kết quả là có một cú sốc của dịng chảy kiều hối thì cũng chưa thực sự ảnh hưởng tới cuộc sống của nhiều gia đình về giáo dục, sức khỏe cũng như ảnh hưởng tăng trưởng kinh tế.
Chỉ số phát triển tài chính được thể hiện trong bảng 4.5 khi sử dụng mơ hình hồi quy với hiệu ứng ngẫu nhiên. Kết quả của cột (1) và cột (5) cho thấy hệ số tín dụng của khu vực tư nhân thì âm tuy nhiên khơng có ý nghĩa thống kê. Một chỉ số khác để đo lường chỉ số phát triển tài chính là cung tiền M2 thì có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Điều này cho thấy đối với mẫu đang nghiên cứu thì khu vực tư nhân có thể dựa vào ngân hàng chủ yếu để tài trợ cho tiêu dùng nên khơng có tác động tới tăng trưởng kinh tế. Nếu như người dân gửi tiền vào ngân hàng chỉ với mục đích lấy lãi thì đó là khoản đầu tư không hiệu quả. Việc gửi tiền càng nhiều không giúp cho tăng trưởng kinh tế mà cịn kìm hãm sự tăng trưởng kinh tế và điều này có khả năng xảy ra với mẫu đang nghiên cứu. Kết quả này đồng tình với nhà nghiên cứu Damar et al. (2006), ơng tìm thấy mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế là mối quan hệ ngược chiều cả khu vực tư nhân và khu vực công ở Thổ Nhĩ Kỳ. Damar et al. (2006) lý giải như sau, do ngân hàng nhà nước giữ vị thế chủ đạo và chức năng chính của ngân hàng cung cấp tài chính cho kho bạc nhà nước như thu thuế. Vì thế, ngân hàng nhà nước có thể bóp méo sự phát triển của các ngân hàng khác như khu vực tư nhân. Do đó, khơng phải lúc nào phát triển tài chính cũng góp phần tăng trưởng kinh tế. Cũng như theo Samargandi N. et al. (2013), khi xem xét mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế thì có một mối quan hệ chữ U giữa hai biến này trong dài hạn, cịn trong ngắn hạn thì khơng có ý nghĩa đối
56
với nước có thu nhập trung bình. Với mẫu nghiên cứu này thì chỉ số phát triển của khu vực tư nhân chưa thấy được sự ảnh hưởng đối với tăng trưởng kinh tế nhưng đối với cung tiền M2 thì có tác động nghịch chiều ở mức ý nghĩa 10%.
Biến tương tác được đưa vào mơ hình ở cột (2), (6) và cột (8) trong bảng 4.5 thì biến tương tác có tác động nghịch chiều tới tăng trưởng kinh tế nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Riêng cột (4) khi chạy OLS, chỉ số biến tương tác giữa kiều hối và cung tiền có mức ý nghĩa 5% với hệ số ước lượng -0.003. Bài nghiên cứu này ủng hộ lý thuyết thay thế và cùng kết quả với Giuliano & Ruiz-Arranz (2008), những nước có mức độ phát triển tài chính càng thấp thì sự tác động của kiều hối lên tăng trưởng kinh tế càng mạnh.
Bằng cách sử dụng biến trễ của GDP bình quân đầu người để kiểm tra lý thuyết hội tụ. Trong tất cả các ước tính, thì hệ số hội tụ tỷ lệ nghịch và có ý nghĩa thống kê ở bảng 4.3, 4.4 và 4.5. Kết quả này ủng hộ lý thuyết cổ điển, các nước có thu nhập thấp sẽ phát triển nhanh hơn các nước có thu nhập cao và trong dài hạn các nước có thu nhập thấp có thể sẽ bắt kịp các nước có thu nhập cao. Kết quả này cũng như kết quả của Nyamongoa, E. et al. (2012).
Hệ số ước lượng của biến đầu tư nội địa trên GDP đều đồng biến với tăng trưởng kinh tế và có ý nghĩa thống kê ở tất cả hồi quy như kỳ vọng ban đầu. Khi đưa biến biến động kiều hối, biến chỉ số phát triển tài chính, biến tương tác thì kết quả vẫn có ý nghĩa thống kê. Do đó, đối với mức độ đầu tư nội địa càng lớn thì càng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế của các nước.
Biến lạm phát có tác động cùng chiều với tăng trưởng kinh tế và có ý nghĩa thống kê ở tất cả các ước lượng. Điều này cho thấy lạm phát là động lực của tăng trưởng kinh tế. Và lạm phát có khả năng thúc đẩy hiệu quả sản xuất và tăng sản lượng đầu ra. Hiệu quả sản xuất tăng làm giảm giá hàng hóa và dịch vụ. Tuy nhiên, lạm phát phải vừa phải thì mới khuyến khích nhà đầu tư sản xuất nhiều hàng hóa hơn và hàng hóa trở nên đắt đỏ hơn do tăng doanh thu và lợi nhuận. Lạm phát vừa
57
phải thúc đẩy nhu cầu lao động, tăng trưởng kinh tế, ổn định thị trường tài chính. Nghiên cứu này thì cùng kết quả với nghiên cứu Ahmad N., and Joyia U. S., (2012). Tốc độ tăng trưởng dân số có ý nghĩa thống kê và nghịch biến với tăng trưởng kinh tế ở hầu hết các ước lượng. Kết quả này đồng tình với Kelley and Schmidt (1995) rằng tốc độ tăng trưởng dân số tỷ lệ nghịch tăng trưởng kinh tế. Cũng như Quỹ dân số liên hiệp quốc (tổng cục dân số kế hoạch hóa gia đình) thì các nước phát triển thường có tốc độ tăng trưởng dân số thấp tương ứng với GDP bình quân đầu người cao, cịn các nước đang phát triển có tốc độ tăng trưởng dân số cao hơn tương ứng với GDP bình quân đầu người thấp. Và theo Quỹ dân số liên hiệp quốc, dân số tăng nhanh thì tiêu dùng lớn và quỹ vốn tích lũy thấp hơn, chất lượng đào tạo vốn con người giảm xuống dẫn tới kết quả GDP bình quân đầu người thấp hơn.
Nguồn nhân lực được đại diện bởi tỷ lệ nhập học bậc tiểu học trên GDP thì có lúc đồng biến và có lúc nghịch biến với tăng trưởng kinh tế nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Trong bài nghiên cứu này thì chưa tìm thấy được mối quan hệ giữa nguồn nhân lực và tăng trưởng kinh tế như các nghiên cứu trước đây.
Chi tiêu chính phủ đại diện là tỷ số của tiêu dùng chính phủ trên GDP thì nghịch biến với tăng trưởng kinh tế ở hầu hết các ước lượng ở bảng 4.3, 4.4 và 4.5. Kết quả nghiên cứu này cùng kết quả với Nyamongoa, E. et al. (2012) với lý giải là khi sự tham gia của chính phủ càng nhiều vào nền kinh tế thì càng giảm tăng trưởng kinh tế. Do chi tiêu chính phủ chèn lấn đầu tư tư nhân, chiếm chỗ hoạt động của khu vực tư nhân làm đổi mới nhiều lĩnh vực hoạt động của nền kinh tế.
Độ mở thương mại đại diện bởi tổng giá trị xuất khẩu và nhập khẩu trên GDP thì đồng biến với tăng trưởng kinh tế và có ý nghĩa hầu như ở tất cả các ước lượng thống kê và đều phù hợp với các nghiên cứu trước đây.
Kết quả của bài nghiên cứu này khơng phải tập trung cho việc giải thích dự đốn trong tương lai mà chủ yếu phân tích quá khứ. Từ kết quả nghiên cứu trên, để
58
khẳng định liệu kiều hối có dẫn tới tăng trưởng kinh tế hay khơng vẫn còn là một chủ đề đáng tranh cãi. Bởi vì, theo kết quả nghiên cứu này vẫn có sự trái ngược với nhiều nhà nghiên cứu với nhau.
59