CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
4.3 Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.3.2 Kết quả kiểm định tương quan chuỗi và đa cộng tuyến
Mục này trình bày kết quả của kiểm định tự tương quan (autocorrelation) và kiểm định đa cộng tuyến (multicolinearity) cho mơ hình nghiên cứu. Đầu tiên, Bảng 3.3 trình bày kết quả kiểm định đa cộng tuyến, mà cụ thể là kết quả tính tốn các hệ số tương quan cặp tương ứng của các biến trong mơ hình. Theo kết
quả tính tốn, trong Bảng 3.3, các hệ số tương quan từng cặp của các biến trong mơ hình đều khơng cao, và đều có giá trị (tuyệt đối) thấp hơn 0,8. Chỉ có ba trường hợp hệ số tương quan cặp của ddM2Y-ddIY, ddINF-ddM2Y, ddINF- ddPRK, ddINF-ddINF2 có hệ số tương quan khá cao, lần lượt là 0,8223, 0,8343, 0,9232 và 0,8957
Bảng 4.5. Hệ số tương quan cặp (Pairwise correlation)
Phương trình 3.1
ddM2Y ddPRK ddPUK ddIY ddLNL ddINF ddINF2 ddFDI ddEXPORT ddM2Y 1 ddPRK 0,5799 1 ddPUK 0,6907 0,0330 1 ddIY 0,8223 0,5353 0,5555 1 ddLNL 0,2068 0,0312 -0,0001 -0,1770 1 ddINF -0,8343 -0,7489 -0,4322 -0,7213 -0,1951 1 ddINF2 -0,7231 -0,9232 -0,1683 -0,6498 -0,0964 0,8957 1 ddFDI -0,1119 -0,7048 -0,2784 -0,1055 -0,1411 0,4434 0,6490 1 ddEXPORT -0,2362 -0,6816 0,1809 -0,3478 -0,0905 0,5375 0,6180 0,6632 1
Phương trình 3.2
ddPCY ddPRK ddPUK ddIY ddLNL ddINF ddINF2 ddFDI ddEXPORT ddPCY 1 ddPRK 0,6215 1 ddPUK 0,5971 0,0330 1 ddIY 0,7951 0,5353 0,5555 1 ddLNL 0,1143 0,0312 -0,0001 -0,1770 1 ddINF -0,7856 -0,7489 -0,4322 -0,7213 -0,1951 1 ddINF2 -0,6990 -0,9232 -0,1683 -0,6498 -0,0964 0,8957 1 ddFDI -0,1669 -0,7048 0,2784 -0,1055 -0,1411 0,4434 0,6490 1 ddEXPORT -0,4798 -0,6816 0,1809 -0,3478 0,0905 0,5375 0,6180 0,6632 1
Kết quả kiểm định tự tương quan được trình bày trong các bảng dưới đây. Luận văn này sử dụng kiểm định Durbin-Watson và kiểm định Breush-Godfrey để kiểm tra sự tồn tại của hiện tượng tự tương quan.
Bảng 4.6 Kết quả kiểm định Durbin-Watson
Mơ hình Giá trị thống kê Durbin-Watson (dw) Giá trị tra bảng (5%) Kết luận dL dU Mơ hình (3.1) 1,1877 0,843 2,822 dL < dw < 4 - dU Mơ hình (3.2) 1,6087 0,843 2,822 dL < dw < 4 - dU
Nguồn: Tổng hợp bởi tác giả
Theo kết quả trình bày trong Bảng 4.6, cả hai mơ hình hồi quy đều cho kết quả giá trị thống kê Durbin – Watson nằm trong khoảng (dL, 4-dU), đây là
khoảng giá trị không thể cho ta thông tin để kết luận về sự tồn tại của hiện tượng tự tương quan. Hay nói cách khác, kiểm định Durbin – Watson chưa cho biết rằng liệu có tồn tại hiện tượng tự tương quan hay không. Trong bối cảnh này, kiểm định Breush – Godfrey sẽ được áp dụng, như một cách bổ sung, để xem xét sự tồn tại của hiện tượng tự tương quan. Trong trường hợp của luận văn này, kiểm định Breush – Godfrey sẽ được tiến hành ở độ trễ bậc hai.
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định Breush – Godfrey
Mơ hình Giá trị thống kê F p-value
Mơ hình (3.1) 3,579 0,1171
Mơ hình (3.2) 0,747 0,4270
Nguồn: Tổng hợp bởi tác giả
Trong kiểm định Breush – Godfrey, giả thiết H0 là khơng có hiện tượng tự tương quan. Với p-value của thống kê F, như trong Bảng 3.7, là 0,1171 và 0,4270, ta có thể chấp nhận giả thiết H0 ở mức ý nghĩa 5%. Như vậy, ta có thể
kết luận rằng khơng có hiện tượng tự tương quan trong các mơ hình hồi quy (3.1) và (3.2).
Tóm lại, kết quả kiểm định không cho thấy dấu hiệu của hiện tượng đa cộng tuyến. Hơn nữa, phương pháp lấy sai phân bậc 2 cũng đã tạo được chuỗi dữ liệu dừng đồng thời khắc phục được hiện tượng tự tương quan trong các mơ hình hồi quy. Kết quả hồi quy sẽ được trình bày trong mục tiếp theo của chương này.
4.3.3 Kết quả nghiên cứu và thảo luận
Bảng 4.8 trình bày kết quả hồi quy các mơ hình nghiên cứu của luận văn.
Kết quả hồi quy của hai mơ hình (4.1) và (4.2) được trình bày tóm tắt trong bảng dưới đây. (Kết quả hồi quy các mơ hình này được trình bày chi tiết và đầy đủ hơn trong phụ lục 2).
Bảng 4.8. Kết quả nghiên cứu: Các hệ số hồi quy ước lượng mô hình 4.1 và 4.2
Biến Mơ hình 4.1 Mơ hình 4.2
dM2Y 0,0007
dPCY 0,0007**
dPRK 2,11e-07 6,87e-08
dPUK 3,59e-07 3,65e-07
dIY -0,0003 -0,0009
ddLNL -5,73** -6,185*
dINF -0,002 -0,0018**
dINF2 0,000 -0,0000
dFDI -4,56e-06* -4,10e-06*
ddEXPORT 1,44e-06 2,77e-06* Adj R-squared 0,8015 0,8602 Prob > F 0,0108 0,0040
Ghi chú: * : có ý nghĩa ở mức 5%,** : có ý nghĩa ở mức 10%,
***: có ý nghĩa mức 15%
Nguồn: Tổng hợp bởi tác giả
Kết quả hồi quy mơ hình (4.1) cho thấy rằng hệ số hồi quy ước lượng của biến dM2Y là 0,0007 và hệ số ước lượng này khơng có ý nghĩa thống kê.
Tương tự, theo kết quả hồi quy mơ hình (4.2), hệ số hồi quy ước lượng của biến dPCY là 0,0007, hệ số này có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Biến
Ngồi ra phương trình 4.2 cịn cho thấy biến FDI và xuất khẩu có tác động đến tăng trưởng kinh tế.
Trở lại bảng 4.5, do các biến ddIY, ddINF2 có tương quan với các biến cịn lại trong mơ hình nên ta tiến hành hồi quy lại phương trình 4.1 và 4.2 khơng bao gồm hai biến này.
Phương trình (4.3): ddlnGDP = b0 + b1ddPRK + b2dPUK + b3ddLNL + b4dINF + b5dFDI+ b6ddEXPORT+ b7dM2Y
Phương trình (4.4): ddlnGDP = b0 + b1ddPRK + b2dPUK + b3ddLNL + b4dINF + b5dFDI+ b6ddEXPORT+ b7dPCY
Kết quả hồi quy cho hai mơ hình này được trình bày trong bảng sau
Bảng 4.9. Kết quả nghiên cứu phương trình 4.3 và 4.4
Biến Mơ hình 4.3 Mơ hình 4.4
dM2Y 0,0007**
dPCY 0,0009*
dPRK -1,77e-07 -1,75e-07 dPUK -1,44e-08 -2,24e-07
ddLNL -5,2212* -5,8140*
dINF 0,0001 -0,0004
dFDI -2,98e-06** -2,66e-06*
ddEXPORT 8,93e-07 2,72e-06* Adj R-squared 0,7593 0,8188 Prob > F 0,0049* 0,0017*
Nguồn: Tổng hợp bởi tác giả
Theo bảng 4.9, sau khi loại bỏ biến dIY và dINF2, kết quả hồi quy đạt được khả quan hơn với cả biến dM2Y và dPCY đều có ý nghĩa thống kê. Hệ số R hiệu chỉnh của cả hai phương trình 4.3 và 4.4 cũng lớn hơn của phương trình 3.1 và 3.2. Kiểm định Prob > F của cả hai phương trình đều có ý nghĩa ở mức 5%. Bên cạnh đó, mơ hình cũng lý giải được tác động của biến lao động, FDI và xuất khẩu đến tăng trưởng kinh tế.
Tăng trưởng kinh tế được giải thích thơng qua tỷ lệ khối tiền tệ mở rộng, tỷ lệ tín dụng tư nhân, lực lượng lao động, FDI và xuất khẩu của quốc gia.
Tác giả sẽ dùng phương trình (4.3) và (4.4) để trả lời cho các câu hỏi nghiên cứu của luận văn này, ta tập trung xem xét các hệ số hồi quy của các thước đo phát triển tài chính, bao gồm PCY và M2Y.
Theo kết quả hồi quy mơ hình (4.4), hệ số hồi quy ước lượng của biến dPCY là 0,0009, và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Do đó, có thể thấy rằng có mối quan hệ có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ tín dụng tư nhân với tăng trưởng sản lượng của nền kinh tế. Giả thiết nghiên cứu thứ nhất, phát biểu về mối quan hệ đồng biến giữa tỷ lệ tín dụng tư nhân và tăng trưởng GDP, được chấp nhận một cách có ý nghĩa.
Kết quả hồi quy mơ hình (4.3) cho thấy hệ số hồi quy ước của biến dM2Y là 0,0007 và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Điều này hàm ý rằng có tương quan có ý nghĩa giữa tăng trưởng sản lượng và tỷ lệ khối tiền tệ mở rộng nhân trên GDP. Ta có thể chấp nhận giả thiết nghiên cứu thứ hai, phát biểu rằng có mối tương quan đồng biến giữa tăng trưởng GDP và tỷ lệ khối tiền tệ mở rộng.
Tóm lại, kết quả phân tích dữ liệu đã chấp nhận những giả thiết nghiên cứu được trình bày trong chương hai. Kết quả khẳng định trong tình huống nghiên cứu tại Việt Nam từ năm 1995 tới 2012, mối quan hệ đồng biến giữa tỷ
lệ tín dụng tư nhân trên GDP và tỷ lệ khối tiền tệ mở rộng trên GDP là có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.10. Kết quả phân tích nhân tố phóng đại phương sai VIF
Biến Mơ hình 4.3 Mơ hình 4.4
dM2Y 4,59 dPCY 5,44 dPRK 6,91 6,37 dPUK 3,15 5,45 ddLNL 1,25 1,36 dINF 4,33 4,05 dFDI 2,39 2,03 ddEXPORT 4,69 6,27
Nguồn: Tổng hợp bởi tác giả
Tuy nhiên, theo như đã trình bày ở chương trước, do dữ liệu đề tài thu thập được trong khoảng thời gian là 18 năm nên chưa đủ chiều sâu để phân tích tác động của trung gian tài chính đến tăng trưởng kinh tế. Do hiện tượng không đủ biến quan sát này mà mô hình đã gặp hiện tượng tự tương quan khá cao ở biến dPCY, dPRK, dPUK và ddEXPORT là ảnh hưởng đến các kết quả hồi quy của mơ hình. Tuy nhiên do đề tài chỉ nghiên cứu đến hai biến chính là biến tiền tệ mở rộng và tín dụng tư nhân nên chỉ xem xét ý nghĩa của hai biến này.
Thơng qua cơ chế hoạt động của mình như huy động vốn, minh bạch hóa thơng tin, hệ thống trung gian tài chính tại Việt Nam trong giai đoạn 1995 -2012 đã góp phần trong tăng trưởng kinh tế thông qua kênh truyền dẫn là gia tăng vốn vật chất và gia tăng yếu tố năng suất.
So sánh kết quả của báo cáo này với tác giả Ngô Quang Mỹ Thiên (2012), báo cáo đã chỉ ra được các biến số trực tiếp tác động đến tăng trưởng kinh tế thơng qua mơ hình gồm biến độ sâu tài chính và các biến kiểm sốt bổ sung vào mơ hình như FDI và xuất khẩu.
Trong điều kiện các thị trường tài chính và định chế tài chính ở Việt Nam còn chưa phát triển so với thế giới và vẫn còn ở mức độ sơ khai, kết quả của nghiên cứu là hồn tồn có căn cứ. Kết quả của nghiên cứu này được đặt trong bối cảnh so sánh với các nghiên cứu khác để làm rõ hơn vấn đề đang nghi vấn. Kết quả này ủng hộ lập luận của King & Levine (1993), Arestis và Demetriades (1997) khi cho rằng phát triển tài chính đóng góp vào tăng trưởng kinh tế khi đạt được một mức độ tăng trưởng nhất định. Trong khoảng thời gian mà các thị trường tài chính và thể chế tài chính chưa phát triển, đóng góp của phát triển tài chính vào tăng trưởng kinh tế là hạn chế.
4.4 Tổng kết chương
Chương 4 của luận văn trình bày kết quả của việc phân tích dữ liệu phục vụ mục tiêu nghiên cứu. Đầu tiên, nội dung trình bày là thống kê mô tả nhằm phác họa những nét đầu tiên về mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và phát triển tài chính. Tiếp theo, chương này trình bày kết quả phân tích hồi quy để thấy rõ hơn mối tương quan giữa hai đại lượng nói trên. Một cách tổng quát, nghiên cứu này tìm thấy mối quan hệ đồng biến giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế. Cuối cùng là những thảo luận của người viết về những kết quả nghiên cứu. Phần tiếp theo, phần cuối cùng của luận văn sẽ mang đến kết luận và những khuyến nghị chính sách từ kết quả nghiên cứu.