Nguồn: Stata
Kết quả ở bảng cho ta thấy p-value = 0.9954 > 0.05 nên ta chấp nhận giả thuyết H0: mơ hình hồi quy với hiệu ứng ngẫu nhiên sẽ hiệu quả hơn.
.Ký hiệu *, **, *** tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5%, 1%.
Bảng 3. 7 Kết quả hồi quy phương trình (1)
OLS TSLS
PM (1) FEM (2) REM (3) PM (4) FEM (5) REM (6)
YPCR -.0473** (0.02) -.823** (0.04) -.066**(0.03) -.047** (0.02) -.079** (0.04) -.071** (0.03) REMY -.0205 (0.03) -.025 (0.04) -.029 (0.03) -.0195 (0.03) -.017 (0.04) -.024 (0.04) GI .1281*** (0.02) .079** (0.29) .096*** (0.02) .128***(0.13) .081** (0.03) .095*** (0.03) INF -.0322*** (0.01) -.047*** (0.01) -.044*** (0.001) -.032***(0.01) -.080** (0.03) -.076** (0.03) GER -.0235 (0.02) -.026 (0.02) -.024 (0.02) -.024(0.02) -.015 (0.02) -.015 (0.02) GOV -.0197*** (0.03) -.160** (0.07) -.169** (0.05) -.198*** (0.03) -.143* (0.08) -.158** (0.06) TR -.0026 (0.04) .006 (0.01) - 0.000 (0.01) -.003 (0.004) .003 (0.01) .-.001 (0.01) F-statistics 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 R2 0.2888 0.2631 0.2809 0.2887 0.2582 0.2719 _cons 6.658 ***(1.80) 7.484** (0.81) 7.388***(2.23) 6.666*** (1.801) 6.497** (2.746) 6.592**(2.491) Obs 600 600 600 600 600 600
Bảng 3. 8 Kết quả hồi quy phương trình (2)
OLS TSLS
PM (1) FEM (2) REM (3) PM (4) FEM (5) REM (6) YPCR -.046**(0.02) -.084**(0.04) -.066**(0.03) -.054**(0.02) -.085**(0.04) -.076**(0.03) REMY -.031(0.03) -.046(0.04) -.045(0.03) -.001(0.40) -.067(0.05) -.076*(0.04) REMV .1071(0.09) .164*(0.09) .148*(0.09) .338(0.23) .487**(0.23) .464**(0.21) GI .125***(0.02) .082**(0.03) .096***(0.02) .126***(0.02) .082**(0.03) .094***(0.03) INF -.032***(0.01) -.046***(0.01) -.043***(0.01) -.069**(0.03) -.078**(0.03) -.075**(0.03) GER -.023(0.02) -.024(0.02) -.022(0.02) -.019(0.02) -.009(0.02) -.009(0.02) GOV -.199***(0.03) -.155**(0.07) -.169**(0.05) -.002***(0.04) -.120(0.08) -.142**(0.06) TR -.199***(0.004) .009(0.01) .001(0.01) -.003(0.004) .005(0.01) -.001(0.01) F- 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 R2 0.2906 0.2613 0.2823 0.2815 0.2550 0.2730 _cons 6.4804***(1.8057) 6.6946**(2.517) 6.8273**(2.257) 6.7057***(1.979) 5.1901*(2.811) 5.7159**(2.522) Obs 600 600 600 600 600 600
Bảng 3. 9 Kết quả hồi quy phương trình (3)
OLS – Mơ hình tác động ngẫu nhiên TSLS – Mơ hình tác động ngẫu nhiên
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) YPCR -.007(0.03) -.009(0.03) -.033(0.03) -.030(0.03) -.008(0.04) -.015(0.03) -.033(0.03) -.037(0.03) REMY -.004(0.03) .006(0.05) -.002(0.03) -.028(0.06) -.003(0.03) .045(0.07) .001(0.04) .033(0.08) GI .085***(0.02) .084***(0.02) .076**(0.02) .079***(0.02) .121***(0.03) .117***(0.03) .112***(0.03) .110***(0.03) INF -.013** (0.01) -.013**(0.01) -.012**(0.01) -.013**(0.01) -.078**(0.03) -.075**(0.03) -.079**(0.03) -.078**(0.03) GER .001(0.02) .001(0.02) -.003(0.02) -.004(0.02) -.019(0.02) -.014 (0.02) -.021(0.02) -.019 (0.02) GOV -.183***(0.05) -.181***(0.05) -.186***(0.05) -.189***(0.05) -.215***(0.06) -.207***(0.06) -.218***(0.06) -.211***(0.06) TR .006(0.01) .006(0.01) .004(0.01) .004(0.01) .014*(0.01) .013(0.01) .011(0.01) .011 (0.01) DC -.017**(0.01) -.016**(0.01) -.022**(0.01) -.018**(0.01) DCREMY -.0003(0.001) -.001(0.001) M2 -.005(0.01) -.0079(0.01) -.011(0.01) -.009 (0.01) M2REMY .001(0.001) -.001(0.001) F-statistics 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 R2 0.1465 0.1493 0.1737 0.1849 0.1694 0.1773 Obs 600 600 600 600 600 600 600 600
3.3.2. Thảo luận
Bảng 3.7, 3.8 và 3.9 trình bày kết quả hồi quy khi sử dụng phương pháp OLS và phương pháp sử dụng biến công cụ TSLS để khảo sát tác động của kiều hối đến tăng trưởng kinh tế của 28 nước Châu Á- Thái Bình Dương giai đoạn 1995 – 2018. Theo thứ tự lần lượt ta có bảng 3.7 trình bày kết quả hồi quy phương trình (1) với biến tỷ lệ kiều hối trên GDP đóng vai trị là biến khảo sát chính. Bảng 3.8 trình bày kết quả hồi quy theo phương trình (2) sau khi thêm biến biến động của kiều hối vào phương trình. Tương tự bảng 3.9 là kết quả hồi quy phương trình (3) khi thêm các chỉ số phát triển tài chính và các biến tương tác lần lượt vào phương trình.
Theo kết quả hồi quy phương trình (1) ở bảng 3.7 thì biến tỷ lệ kiều hối trên GDP ở cả 6 hồi quy đều mang dấu âm nhưng lại khơng có ý nghĩa thống kê, khơng như dự đốn ban đầu của bài nghiên cứu. Khi đưa biến biến động kiều hối vào mơ hình thì kết quả hồi quy của biến tỷ lệ kiều hối trên GDP vẫn tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế nhưng hầu như khơng có ý nghĩa thống kê. Chỉ nhất trường hợp bài nghiên cứu sử dụng phương pháp dùng biến công cụ TSLS hồi quy theo mơ hình tác động ngẫu nhiên thì biến tỷ lệ kiều hối trên GDP mới có ý nghĩa ở mức 10%. Kết quả này trái ngược với với kết quả nghiên cứu của Ben Ali (2012), Nyamongo và cộng sự (2012), nhưng lại tưởng đồng với kết quả của Chami, Fullenkamp và Jahjah (2003, 2008).
Tương tự vậy, khi đưa các chỉ số phát triển tài chính và biến tương tác lần lượt vào phương trình thì hệ số của biến tỷ lệ kiều hối trên GDP vẫn mang dấu âm và khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả ở tất cả phương trình đều trái với dấu kỳ vọng ban đầu của bài nghiên cứu. Điều này có thể lý giải như sau: lượng kiều hối chuyển về nhiều gây áp lực khiến đồng nội tệ tăng giá khi tỷ giá hối đoái tăng, ảnh hướng đến nền sản xuất, xuất nhập khẩu và tiêu dùng trong nước dẫn tới ảnh hưởng đến thu nhập, việc làm. Ngoài ra lượng kiều hối chuyển về nước được coi như nguồn thu nhập của một số hộ gia đình tạo nên tâm lý ỷ lại, lười lao động, giảm lượng cung lao động. Mặt khác
lượng kiều hối này lại giúp người dân có thu nhập, đủ chi tiêu cho các nhu cầu trong cuộc sống, nâng cao được đời sống cho người dân. Ngoài ra lượng kiều hối gửi về người dân thường sử dụng để gửi tiết kiệm, tiêu dùng chứ khơng dùng để đầu tư nên có thể gây tác động tiêu cực đến nền kinh tế. Hơn thế nữa kiều hối lại là nguồn cung ứng vốn lớn cho một quốc gia, nếu xét về mặt dịng chảy kiều hối về quốc gia đó là chính thức. Nếu kiểm soát được nguồn vốn này tốt và sử dụng một cách đúng đắn thì đó sẽ là một động lực, nguồn cung dồi dào cho các quốc gia, đặc biệt là các quóc gia đang phát triển. Tuy nhiên kết quả ở bài nghiên cứu này lại khơng có ý nghĩa thống kê nên khơng thể kết luận được mối quan hệ của kiều hối lên tăng trưởng kinh tế.
Biến biến động kiều hối trên GDP được đưa vào hồi quy vào phương trình (2) và kết quả cho thấy khi sử dụng hồi quy theo phương pháp OLS hay TSLS với hồi quy gộp thì biến có tác động nghịch chiều với tăng trưởng nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên khi phương trình được hồi quy theo phương pháp OLS và TSLS với hồi quy với hiệu ứng cố định và hiệu ứng ngẫu nhiên thì biến biến động kiều hối trên GDP lại có ý nghĩa ở mức 10% và 5% nhưng vẫn có tác động nghịch chiều tới tăng trưởng kinh tế. Trong bài nghiên cứu đã giả định rằng biến động kiều hối sẽ làm giảm hiệu suất tăng trưởng kinh tế ở các nước nhận kiều hối và chủ yếu các quốc gia này chủ yếu sử dụng kiều hối cho việc tiêu dùng và đầu tư nhỏ lẻ nên ảnh hưởng của kiều hối không thể gây ra tác động tiêu cực cho nền kinh tế một quốc gia. Theo Nyamongo et al (2012), ơng cho rằng có nhiều bằng chứng có xu hướng hỗ trợ cho quan điểm về mối quan hệ tiêu cực này nhưng các bằng chứng không chặt chẽ cũng như kết quả của bài này cũng khơng tìm được bằng chứng chắc chắn cho mối quan hệ này. Vì vậy tác động của biến động kiều hối lên tăng trưởng kinh tế vẫn chưa thể kết luận được và đây chỉ là một bằng chứng thực nghiệm với cỡ mẫu nhỏ mà bài đã khảo sát.
Chỉ số phát triển tài chính M2 vs DC được thể hiện trong bảng 4 khi hồi quy ngẫu nhiên bằng phương pháp OLS và TSLS. Theo kết quả bảng 3.9, biến tỷ lệ tín
dụng tư nhân DC tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế và có ý nghĩa thống kê 5% ở mọi trường hợp. điều này cho thấy rằng tỷ lệ tín dụng của khu vực tư nhân trên GDP - mức độ khu vực tư nhân dựa vào ngân hàng để tiêu dùng, vốn lưu động, đầu tư tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế vì người dân hay các hộ gia đình thường gửi tiền vào ngân hàng chủ yếu là để tiết kiệm, lấy lãi thay vì đầu tư thì điều này làm kìm hãm sự tăng trưởng kinh tế, có thể trường hợp này đúng với mẫu mà bài đang nghiên cứu. Theo Damar et al (2006) ngân hàng nhà nước có thể bóp méo sự phát triển của các ngân hàng ở khu vực tư nhân. Do đó, khơng phải lúc nào phát triển tài chính cũng góp phần tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó khi đưa biến tỷ lệ cung tiền M2 trên GDP vào phương trình thì hệ số của biến này đều khơng có ý nghĩa thống kê và có tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế. Vì vậy ta không thể kết luận được mối quan hệ giữa tỷ lệ cung tiền M2 với tăng trưởng kinh tế.
Biến tương tác được đưa vào mơ hình ở cột (2), (6) và cột (8) trong bảng 3.9 thì biến tương tác hầu như có tác động nghịch chiều tới tăng trưởng kinh tế, chỉ trừ biến M2.Remy có hệ số dương so với tăng trưởng kinh tế nhưng đều khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả thống kê ủng hộ lý thuyết thay thế và cùng kết quả với Giuliano & Ruiz-Arranz (2005) rằng 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.
Trong các kết quả hồi quy, thì hệ số của biến trễ của GDP bình qn đầu người đều mang dấu âm và có ý nghĩa ở bảng 3.7 và 3.8 tuy nhiên lại khơng có ý nghĩa với phương trình hồi quy (3) khi đưa các chỉ số tài chính và biến tương tác vào mơ hình. Kết quả này phù hợp với kết quả của Nyamongoa, E. et al. (2012). Theo Barro và Xavier (1997), Easterly và Levine (1997); Sachs và Warner (1997) thì với 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 và kết quả bài nghiên cứu này cũng theo xu hướng đó.
Hệ số hồi quy của biến đầu tư trên GDP đều mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở tất cả các phương trình với từng phương pháp theo đúng kỳ vọng ban đầu của bài nghiên cứu dù phương trình đã đưa thêm biến biến động kiều hối hay các chỉ số phát triển tài chính vào. Điều này cho thấy đầu tư tác động tích cực lên tăng trưởng kinh tế tức mức đầu tư càng lớn sẽ càng thúc đẩy nền kinh tế quốc gia phát triển.
Kết quả ở ba bảng trên cho ta thấy biến tỷ lệ lạm phát tương quan âm với tăng trưởng kinh tế, đều có ý nghĩa thống kê ở mọi trường hợp và đúng như kỳ vọng dấu ban đầu của bài nghiên cứu. Điều này cho ta thấy ở lạm phát là nhân tố kìm hãm tăng trưởng kinh tế ở các nước Châu Á – Thái Bình Dương, ít nhất là trong giai đoạn 1995 – 2018. Hệ số hồi quy của tỷ lệ lạm phát trong bài hỗ trợ cho quan điểm truyền thống rằng tăng trưởng kinh tế cao chỉ có thể đạt được trong một mơi trường có tỷ lệ lạm phát thấp và ổn định. Tỷ lệ lạm phát thấp có thể giúp bơi trơn thị trường hàng hóa, lao động và tăng tính linh hoạt tương đối đối với giá cả. Nếu giá cả (kể cả tiền lương và giá cả của các nhân tố khác) giảm xuống với tính linh hoạt thấp và nếu các ngành sản xuất khác nhau có mức cầu và năng suất tăng khơng đồng đều thì giá cả sẽ tăng nhẹ có thể tạo ra một mức độ linh hoạt giá cả cả tương đối lớn cần thiết cho sự phân bổ hiệu quả các nguồn lực. Tỷ lệ lạm phát thấp và ổn định sẽ tạo ra một trong những động lực mạnh nhất để giúp nền kinh tế đạt được mức tăng trưởng ổn định. Bên cạnh đó, lạm phát cũng làm cho đời sống dân cư gặp khó khăn hơn, làm rối loạn hệ thống tiền tệ, làm xấu đi tình trạng của cán cân thanh tốn quốc tế, gia tăng tỷ lệ thất nghiệp.
Nguồn nhân lực được đại diện bởi biến tỷ lệ nhập học bậc tiểu học trên GDP thì hầu như có hệ số mang dấu âm (ngoại trừ trường hợp hồi quy ngẫu nhiên phương trình (3) theo phương pháp OLS thì GER mang dấu dương). Tuy nhiên mọi kết quả đều khơng có ý nghĩa thống kê. Vì vậy bài nghiên cứu khơng tìm thấy tác động của chỉ số phát triển con người lên tăng trưởng kinh tế, ít nhất là ở khu vực Châu Á - Thái Bình
Dương. Kết quả này khác với các lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm ở các nghiên cứu trước đây.
Hệ số của biến tỷ số tiêu dùng chính phủ trên GDP thì tương quan âm với tăng trưởng kinh tế ở các ước lượng ở ba bảng trên. 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 của tổng giá trị xuất khẩu và nhập khẩu trên GDP thì xảy ra ở cả hai trường hợp đồng biến và nghịch biến với tăng trưởng kinh tế và chỉ có ý nghĩa thống kê khi sử dụng hồi quy gộp. Các trường hợp cịn lại thì khơng có ý nghĩa thống kê. Vì vậy trong trường hợp này bài nghiên cứu không thể khảo sát được mối quan hệ giữa độ mở thương mại và tăng trưởng kinh tế.
Kết quả bài nghiên cứu vẫn không thể khẳng định được mối quan hệ giữa kiều hối và tăng trưởng kinh tế và đây cũng là vấn đề tranh cãi của nhiều nhà nghiên cứu từ trước đến nay.
CHƯƠNG 4: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
4.1 Kết luận
Bài nghiên cứu vai trò của kiều hối và sự phát triển tài chính tác động đến tăng trưởng kinh tế với dữ liệu bảng gồm 28 quốc gia trong khu vực Châu Á – Thái Bình Dương trong giai đoạn từ năm 1995 đến năm 2018 với phương pháp nghiên cứu chủ yếu là phân tích, tổng hợp và sử dụng phương pháp OLS và biến công cụ TSLS kết hợp với dữ liệu bảng để kiểm định mơ hình nghiên cứu và rút ra được một số kết luận như sau:
Vì bản chất của kiều hối ở các nước trong mẫu nghiên cứu chủ yếu là tiêu dùng và tiết kiệm và vì một số lý do và hạn chế nên kết quả nghiên cứu vẫn chưa có bằng chứng chắc chắn cho mối quan hệ tiêu cực giữa kiều hối và tăng trưởng kinh tế vì kết quả khơng có ý nghĩa thống kê.
Sự ảnh hưởng của biến động kiều hối đến tăng trưởng kinh tế là tiêu cực ở một số phương pháp hồi quy. Tuy nhiên vẫn có kết quả là khơng có ý nghĩa thống kê đối với mối quan hệ này vì vậy vẫn chưa có bằng chứng chắc chắn đề kết luận về việc biến động kiều hối có tác động đến tăng trưởng kinh tế hay không.
Mặt khác đối với mối quan hệ giữa kiều hối và phát triển tài chính lên tăng trưởng kinh tế thì mối quan hệ giữa kiều hối và tỷ lệ tín dụng nội địa DC thì cho thấy các nước có sự phát triển tài chính càng sâu thì tác động biên của kiều hối lên tăng trưởng kinh tế càng thấp. Còn quan hệ giữa kiều hối, cung tiền M2 và tăng trưởng kinh tế thì bài nghiên cứu khơng có đáp án chuẩn xác.
Tuy nhiên vì một số lý do khách quan mà kết quả của các phương trình vẫn khơng thể cho ra một kết luận xác đáng nhất. Thứ nhất vì lượng kiều hối thường được chuyển qua hai kênh chính thức và khơng chính thức, số liệu kiều hối lấy được từ ngân
hàng thế giới và quỹ tiền tệ thế giới vẫn chưa chính xác một cách hồn tồn vì đây chỉ là kiều hối ở kênh chính thức, thơng qua các tổ chức tín dụng nên mới có thể đo lường được. Thứ hai vì mẫu dữ liệu gồm 28 nước không quá lớn và thời kỳ xem xét vẫn chưa đủ dài khi so sánh với các nghiên cứu trên thế giới do khó khăn và thiếu thốn trong việc thu thập dữ liệu. Thứ ba là trong quá trình xử lý dữ liệu vẫn có thiếu sót dữ liệu ở một số nước do vấn đề chính trị hoặc cịn một số chêch lệch số liệu giữa ngân hàng thế giới và các ngân hàng khu vực hay với quỹ tiền tệ thế giới. Thứ tư, các yếu tố phát triển tài chính chỉ được nghiên cứu qua hai chỉ số DC và M2 nên chưa thể hiện hết được tác động của yếu tố này đến tăng trưởng kinh tế. Vì vậy các nghiên cứu sau có thể thêm các chỉ số đại diện cho phát triển tài chính để đưa vào nghiên cứu và đem lại kết quả thuyết phục hơn. Thứ năm là bài viết khảo sát các quốc gia cùng chung một khu vực địa lý chứ chưa khảo sát về việc quốc gia đó phát triển như thế nào, ra sao nên vẫn còn sự chêch lệch về các chỉ số tài chính ở các quốc gia được khảo sát.
4.2 Gợi ý chính sách
Kiều hối là nguồn thu ngoại tệ quan trọng với các nước đang phát triển, trong đó có Việt Nam. Mỗi một nhân tố trong nền kinh tế đều có những ảnh hưởng tích cực và tiêu cực. Mỗi quốc gia, tùy thuộc vào điều kiện của nước mình, đều có khung pháp lý