CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.5 Tổng kết chương
Chương này trình bày đầy đủ về phương pháp nghiên cứu của luận văn. Đầu tiên, chương này trình bày một mơ hình nghiên cứu thực nghiệm, dựa trên cơ sở lý thuyết được trình bày trong chương 1, được áp dụng cho phân tích dữ liệu. Tiếp theo, chương 2 trình bày các giả thiết nghiên cứu sẽ được kiểm định bằng phân tích dữ liệu. Cuối cùng, nguồn dữ liệu và phương pháp phân tích dữ liệu phục vụ mục tiêu nghiên cứu đã được trình bày trong chương này.
CHƯƠNG 4. PHÂN TÍCH DỮ LIỆU 4.1 Thống kê mơ tả
Trong thời gian dữ liệu quan sát từ năm 1995 tới năm 2012 tại Việt Nam, phát triển tài chính có mối quan hệ rất chặt chẽ với GDP. Thông qua đồ thị phân tán có đường xu thế, tỷ lệ tăng của khối tiền tệ trên GDP và tín dụng tư nhân trên GDP dẫn đến tốc độ tăng tương ứng của GDP, độ sâu tài chính nhìn chung tăng trưởng cùng chiều với tốc độ tăng trưởng kinh tế.
(Nguồn: tác giả tự tính tốn)
Hình 4.2 cho ta thấy xu hướng thay đổi của các chỉ số phát triển của Việt Nam trong vòng 17 năm từ 1995 đến 2012.
Hình 4.2 Các chỉ số tăng trưởng, tỷ lệ tín dụng và tỷ lệ tiền mở rộng trong GDP trong giai đoạn 1995 – 2012.
Nguồn: Tính tốn và vẽ đồ thị từ dữ liệu nghiên cứu.
Nhìn chung, tỷ lệ khối tiền mở rộng trên GDP (M2Y) và tỷ lệ tín dụng tư nhân trên GDP (PCY) tăng lên đều đặn qua các năm trong giai đoạn nghiên cứu. Bên cạnh đó, tỷ lệ tăng trưởng sản lượng dù có thay đổi khơng ổn định, đã qua giai đoạn tăng trưởng nhanh, nhưng vẫn là số dương. Tăng trưởng tín dụng và tiền tệ rất cao nhưng tăng trưởng sản lượng lại không như kỳ vọng. Dưới đây là một vài thống kê mô tả về các chỉ tiêu này.
Bảng 4.1 Một số thống kê mô tả quan trọng
Tên biến LNGDP M2Y PCY PRK PUK IY LNL INF INF2 FDI EXPORT
Trung bình 12,8 64,10 56,77 99827,7 60150,9 31,5 17,61 10,15 130,0 5323,9 31437,9 Độ lệch chuẩn 0,36 33,29 32,97 46447,9 40497,2 3,94 0,12 5,33 143,5 3608,0 19990,0 Cực tiểu 12,18 19,56 18,48 27185 17857 27,14 17,41 2,67 7,17 2225,6 6273,6 Cực đại 13,33 114,85 114,72 173089 132276 39,57 17,78 22,67 514,8 11500,2 68902,9
Bảng 4.1 trình bày các thống kê mơ tả của các biến trong mơ hình. Trong giai đoạn nghiên cứu, kinh tế Việt Nam tăng trưởng trung bình với tỷ lệ 12,8%, với năm tăng trưởng mạnh nhất đạt tới gần 13,3%. Trung bình tỷ lệ tín dụng tư nhân trên GDP là khoảng 56,77%, số liệu của tín dụng tư nhân giao động mạnh với độ lệch chuẩn là 32,97% với số liệu cao nhất trong dữ liệu là 114,72%. Trung bình tỷ lệ M2 trên GDP là gần 64% với giá trị cao nhất trong dữ liệu là gần 114,85%. Tỷ lệ (%) đầu tư so với GDP trong giai đoạn nghiên cứu trung bình khoảng 31,5% và khơng chênh lệch quá nhiều giữa các năm, với độ lệch chuẩn thấp khoảng 3,94%.
4.2 Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và phát triển tài chính
Tương quan giữa tăng trưởng kinh tế và các thước đo phát triển tài chính được phác họa bởi các đồ thị phân tán dưới đây.
Hình 4.3 Tương quan giữa thu nhập (GDP) và các chỉ số phát triển tài chính
Nguồn: Tính tốn và vẽ đồ thị từ dữ liệu nghiên cứu.
tư nhân (private credit) trên GDP. Như vậy, có thể nhìn nhận trực quan rằng phát triển tài chính có thể đóng góp vào tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, mối quan hệ này cần phải được kiểm chứng thơng qua các kỹ thuật phân tích hồi quy sẽ được trình bày trong phần tiếp theo của chương này.
4.3 Kết quả nghiên cứu và thảo luận
4.3.1 Kết quả kiểm định tính dừng của các biến trong mơ hình
Để thực hiện hồi quy với các biến trong phương trình hồi quy là dữ liệu chuỗi thời gian, ta cần kiểm tra xem các chuỗi thời gian này là dừng (stationary) hay không dừng (nonstationary), được gọi là kiểm định tính dừng. Luận văn này sử dụng kiểm định Dickey-Fuller mở rộng để kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian trong mơ hình. Kết quả kiểm định tính dừng của các biến trong mơ hình được trình bày chi tiết trong phụ lục 1 và được tổng hợp trong Bảng 3.2 dưới đây.
Bảng 4.2. Kết quả kiểm dịnh tính dừng các biến trong mơ hình
Tên biến Giá trị thống kê P-value Kết luận
LNGDP -1,258 0,6482 Không dừng M2Y -0,574 0,8768 Không dừng PCY -0,512 0,8896 Không dừng PRK -0,962 0,7667 Không dừng PUK 0,734 0,9905 Không dừng IY -1,279 0,6389 Không dừng LNL -7,745 0,0000 Dừng INF -3,948 0,0017 Dừng INF2 -4,179 0,0007 Dừng FDI -0,345 0,9189 Không dừng
EXPORT 1,907 0,9985 Không dừng
Nguồn: Tổng hợp bởi tác giả
Theo Bảng 4.2, các giá trị p-value của các biến LNL, INF, INF2 trong mơ hình đều nhỏ hơn 5%. Như vậy, các biến LNL, INF và INF2 là các chuỗi thời gian dừng (stationary), còn tất cả các biến cịn lại đều là chuỗi khơng dừng. Để khắc phục tình trạng này, nghiên cứu sẽ tạo các biến sai phân bậc nhất của các chuỗi thời gian trong mơ hình nhằm tạo được các chuỗi dừng. Bảng dưới đây sẽ tóm tắt kết quả kiểm định Dickey-Fuller mở rộng cho các biến sai phân bậc một.
Bảng 4.3. Kết quả kiểm dịnh tính dừng các chuỗi sai phân bậc một
Tên biến Giá trị thống kê P-value Kết luận
dLNGDP -2,417 0,1371 Không dừng dM2Y -5,226 0,0000 Dừng dPCY -3,576 0,0062 Dừng dPRK -4,770 0,0001 Dừng dPUK -5,084 0,0000 Dừng dIY -3,042 0,0311 Dừng dLNL -0,527 0,8867 Không dừng dINF -6,574 0,0000 Dừng dINF2 -6,507 0,0000 Dừng dFDI -2,902 0,0451 Dừng dEXPORT -2,482 0,1200 Không dừng
Sau khi lấy sai phân bậc 1, vẫn còn các chuỗi dLNGDP, dLNL, dEXPORT là không dừng. Như vậy, nghiên cứu tiếp tục lấy sai phân bậc hai và tiến hành kiểm định Dickey-Fuller mở rộng cho các biến sai phân bậc hai này.
Bảng 4.4. Kết quả kiểm dịnh tính dừng các chuỗi sai phân bậc hai
Tên biến Giá trị thống kê P-value Kết luận
ddLNGDP -3,316 0,0142 Dừng
ddLNL -4,264 0,0005 Dừng ddEXPORT -5,175 0,0000 Dừng
Nguồn: Tổng hợp bởi tác giả
Theo kết quả kiểm định Dickey-Fuller mở rộng cho các biến sai phân bậc hai, tất cả các chuỗi đều có p-value <0.05, như vậy kết luận các chuỗi đều dừng. Sau khi lấy sai phân của các biến trong mơ hình (3.1) và (3.2), ta có hai phương trình hồi quy mới, với các biến sai phân bậc 2, như sau:
Phương trình (4.1): ddlnGDP = b0 + b1ddPRK + b2dPUK +b3dIY + b4ddLNL + b5dINF + b6dINF2 + b7dFDI+ b8ddEXPORT+ b9dM2Y
Phương trình (4.2): ddlnGDP = b0 + b1ddPRK + b2dPUK +b3dIY + b4ddLNL + b5dINF + b6dINF2 + b7dFDI+ b8ddEXPORT+ b9dPCY
Hai phương trình (4.1) và (4.2) sẽ là hai phương trình hồi quy, được sử dụng để phân tích mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế, như mục tiêu nghiên cứu của luận văn này.
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 mơ 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 mô 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 còn 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