4. Nội dung và ết quả nghiên ứu
4.1. Hồi quy với tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng
Đầu tiên, phương trình (1) được thực hiện hồi quy với FIN được đo lường bằng DCBS. Kết quả hồi quy bằng 3 phương pháp pooled regression, FEM và REM được thể hiện ở bảng 4.2. Để lựa chọn một ước lượng hồi quy phù hợp cho việc giải thích vai trị của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế, bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Likelihood với giả thuyết không là
hồi quy sử dụng mơ hình pooled regression phù hợp hơn FEM và sử dụng kiểm định Breush-Pagan với giả thuyết không là hồi quy sử dụng mơ hình pooled regression phù hợp hơn REM. Với giá trị kiểm định F tính được là 5.47 với p-value = 0.000 cho kiểm định Likelihood, và giá trị kiểm định
2 = 62.34 với p-value = 0.000 cho kiểm định Breush – Pagan, hai giả thuyết không nêu trên đều bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Từ đây cho thấy ước lượng sử dụng FEM và REM phù hợp hơn mơ hình pooled regression.
Bảng 4.2: Kết quả hồi quy với tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng Pooled regression C Q DCBS GDS TRADE GOV INF Fix effects GLS Random effects R2 Likelihood test (p-value) Breush-Pagan test (p-value) Hausman test (-2.58) (-1.79) (-3.31) (p-value) 0.0000
Ghi chú: Giá trị thống kê được thể hiện trong ngoặc đơn. Ký hiệu: ***, ** và * lần lượt thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)
7.054078*** 6.05801*** 6.024561*** (5.58) (5.12) (2.58) -0.4692538** -0.4057465* -0.2878659 (-2.15) (-1.76) (-0.76) -0.0325845*** -0.0221807*** -0.0434867*** (-6.32) (-4.62) (-5.57) 0.0457268*** 0.0403587*** 0.0714413*** (3.12) (2.96) (3.62) 0.0221791*** 0.0261054*** 0.0369029*** (4.78) (6.73) (4.94) -0.0583395 -0.0796983** -0.16451** (-1.39) (-1.98) (-2.43) -0.0522697*** -0.0311106* -0.0697681*** 0.1732 0.2072 0.1931 5.47 0.0000 62.34 0.0000 42.09
Để lựa chọn giữa hai mơ hình hồi quy FEM và REM, bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Hausman với giả thuyết không cho rằng hồi quy sử dụng REM phù hợp hơn hồi quy sử dụng FEM. Với giá trị kiểm định 2 = 42.09 và giá trị p-value = 0.000, giả thuyết không cho rằng REM phù hợp hơn FEM của kiểm định Hausman bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Từ đây cho thấy FEM là ước lượng phù hợp nhất trong 3 phương pháp ước lượng để kiểm định vai trị của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Với mơ hình FEM được lựa chọn, các kiểm định về phương sai thay đổi và tương quan chuỗi được thực hiện.
Trong bài nghiên cứu kiểm định Wald được sử dụng để kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi với giả thuyết không cho rằng phương sai không đổi. Qua kết quả kiểm định thể hiện trong bảng 4.3 ta thấy giá trị kiểm định
2 = 2579.980 của kiểm định Wald có giá trị p-value = 0.000. Do đó, giả thuyết khơng – phương sai khơng đổi bị bác bỏ.
Bên cạnh đó, giá trị kiểm định F của kiểm định Lagram-multiplier là 5.895 tại mức p-value = 0.0216 < 0.05 cho thấy giả thuyết khơng cho rằng khơng có hiện tượng tương quan chuỗi cũng bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%.
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗiChỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value Chỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value
Kiểm định phương sai thay đổi 2 = 2579.980 0.0000
Kiểm định tương quan chuỗi F = 5.895 0.0216
(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)
Như vậy qua kết quả kiểm định ở bảng 4.3, ta nhận thấy giả thiết về phương sai thay đổi và tương quan chuỗi đều bị vi phạm. Do đó, để các hệ số hồi quy đáng tin cậy hơn và ước lượng hàm hồi quy hiệu quả hơn, ước lượng sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) được sử dụng.
Qua kết quả hồi quy GLS thể hiện ở bảng 4.2, hệ số hồi quy cho Q mang giá trị âm và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Hassan et al (2011), Bekaert et al (2005) và Ayadi et al (2013) với ngụ ý rằng GDP thực bình quân đầu người ban đầu thấp được liên kết với một mức tăng trưởng kinh tế cao hơn. Điều này có nghĩa là ở các nước có GDP thực bình qn đầu người thấp sẽ có tốc độ tăng trưởng kinh tế cao hơn.
Khi sử dụng DCBS và GDS để đo lường tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển, kết quả hệ số hồi quy của biến GDS có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả này phù hợp với dự đoán mối quan hệ trong dài hạn giữa tiết kiệm và tăng trưởng trong mơ hình lý thuyết. Và phù hợp với lập luận của Becsi and Wang (1997) về việc phát triển tốt lĩnh vực tài chính ở các nước đang phát triển có thể đóng góp tích cực cho việc gia tăng tiết kiệm và đầu tư từ đó tạo ra tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, DCBS lại có tác động ngược chiều với tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó nghiên cứu của Levine (1997) đưa ra kết luận rằng một tỷ lệ DCBS cao ngầm ngụ ý một tỷ lệ phát triển tài chính cao bởi vì hệ thống ngân hàng cung cấp các chức năng tài chính. Kết quả hệ số hồi quy của DCBS âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong bài nghiên cứu có thể được giải thích là do hiệu quả hoạt động của hệ thống ngân hàng chưa tốt dẫn đến việc phân bổ nguồn tín dụng chưa hợp lý và hiệu quả để phát huy vai trò thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển của tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng.
Bên cạnh đó, yếu tố thương mại có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển cũng được thể hiện trong bảng 4.2. Từ đây cho thấy yếu tố thương mại đóng một vai trị quan trọng trong việc giải thích tăng trưởng kinh tế và mở rộng thương mại
quốc tế có thể tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Trong khi đó, chi tiêu chính phủ và lạm phát lại có hệ số hồi quy âm và có ý nghĩa thống kê. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hassan et al (2011) và Nyamongo et al (2012). Khi chi tiêu chính phủ cao và khơng hiệu quả sẽ có tác động kiềm hãm tăng trưởng kinh tế. Do đó, một nước có thể sử dụng chính sách tài khóa thu hẹp hay mở rộng để đạt được mức tăng trưởng kinh tế ổn định bằng cách điều chỉnh chi tiêu chính phủ.
4.2. Hồi quy với tín dụng trong nước cho khu vực tư
Bảng 4.4 thể hiện kết quả hồi quy khi FIN trong phương trình (1) được thay thế bởi DCPS.
Tương tự các bước kiểm định để lựa chọn một mơ hình ước lượng hiệu quả nhất giữa các mơ hình ước lượng: pooled regression, FEM và REM. Giá trị kiểm định F cho kiểm định Likelihood có giá trị 4.88 với mức p- value = 0.000 cho phép ta bác bỏ giả thuyết mơ hình hồi quy pooled regression phù hợp hơn mơ hình FEM. Với giá trị kiểm định χ2
= 38.57 trong kiểm định Hausman, giả thuyết mơ hình REM phù hợp hơn mơ hình FEM bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Do đó, FEM là mơ hình phù hợp để ước lượng các hệ số hồi quy nhằm đưa ra tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế khi cặp biến đo lường phát triển tài chính là DCPS và GDS được sử dụng.
Trong hồi quy sử dụng mơ hình FEM, các giả thiết về phương sai khơng đổi và tương quan chuỗi đều bị vi phạm. Giá trị kiểm định
2 = 2992.130 trong kiểm định Wald với giá trị p-value = 0.000 cho phép ta bác bỏ giả thuyết không (phương sai không đổi) ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả kiểm định Lagram-multiplier cho giá trị kiểm định F = 6.056 với giá trị p-value = 0.0201 cho phép ta bác bỏ giả thuyết khơng (khơng có tương quan
chuỗi) ở mức ý nghĩa 5%. Do đó, bài nghiên cứu sử dụng mơ hình GLS để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi nhằm đưa ra một mơ hình ước lượng hiệu quả.
Bảng 4.4: Kết quả hồi quy với tín dụng trong nước cho khu vực tư
C Q DCPS GDS TRADE GOV INF Pooled regression Fix effects GLS Random effects R2 Likelihood test (p-value) Hausman test (-2.96) (-1.79) (-3.44) (p-value) 0.000
Ghi chú: Giá trị thống kê được thể hiện trong ngoặc đơn. Ký hiệu: ***, ** và * lần lượt thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định phương sai không đổi và tương quan chuỗiChỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value Chỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value
Kiểm định phương sai thay đổi 2 = 2992.130 0.0000
Kiểm định tương quan chuỗi F = 6.056 0.0201
(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)
5.74438*** 5.414105*** 4.896368** (4.43) (4.44) (2.12) -0.3823694* -0.3593851 -0.2791920 (-1.76) (-1.55) (-0.76) -0.0539204*** -0.0327023*** -0.0640436*** (-7.18) (-4.77) (-6.22) 0.0559889*** 0.0447906*** 0.0849249*** (3.88) (3.24) (4.35) 0.0336188*** 0.0324679*** 0.0470717*** (6.42) (7.23) (5.94) -0.0452022 -0.0825653** -0.1316305** (-1.10) (-2.04) (-2.00) -0.0594652*** -0.0320696* -0.0719893*** 0.1921 0.2031 0.1862 4.88 0.000 38.57
Qua kết quả hồi quy ở bảng 4.4, hệ số hồi quy cho biến Q cũng thể hiện mối tương quan nghịch giữa GDP thực bình quân đầu người ban đầu và tăng trưởng kinh tế. Các yếu tố như tổng tiết kiệm và thương mại cũng có ý nghĩa thống kê cho việc giải thích tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Biến GOV có hệ số tương quan âm đạt mức ý nghĩa 5% cho thấy chi tiêu chính phủ cao và khơng hợp lý sẽ tác động hạn chế tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Bên cạnh đó, lạm phát cũng có tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế.
Bên cạnh đó, kết quả hồi quy cũng cho thấy tín dụng trong nước cho khu vực tư DCPS có hệ số tương quan âm và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Trong nghiên cứu của Hassan et al (2011) và Nyamongo et al (2012), một mức DCPS cao sẽ thể hiện sự phát triển cao hơn của hệ thống tài chính từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, kết quả bài nghiên cứu lại thể hiện một tác động nghịch chiều của tín dụng trong nước cho khu vực tư đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển trong thời kỳ nghiên cứu. Điều này có thể giải thích bởi chính sách phân bổ và quản lý tín dụng khơng hiệu quả. Từ đây làm ảnh hưởng đến việc tác động thúc đẩy tăng trưởng của tín dụng trong nước cho khu vực tư. Kết quả tương tự cũng được đưa ra trong nghiên cứu của Ayadi et al (2013) trong nghiên cứu về phát triển tài chính và ảnh hưởng của hệ thống ngân hàng đến tăng trưởng kinh tế ở các nước địa trung hải.
4.3. Hồi quy với cung tiền M2
Khi phát triển tài chính được đo lường bởi cung tiền M2 và GDS, kết quả hồi quy được thể hiện trong bảng 4.6. Qua kết quả kiểm định Likelihood với giá trị kiểm định F là 4.88, giả thuyết không cho rằng mơ hình pooled regression là phù hợp hơn mơ hình FEM bị bác bỏ. Và kiểm định Hausman
với giá trị kiểm định χ2 = 38.57 tại mức p-value = 0.000, giả thuyết khơng cho rằng mơ hình REM phù hợp hơn mơ hình FEM cũng bị bác bỏ. Do đó, mơ hình ước lượng hiệu quả nhất trong việc kiểm định vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển khi cặp biến M2 và GDS được sử dụng là mơ hình FEM. Với mơ hình FEM được lựa chọn, các kiểm định về phương sai thay đổi và tương quan chuỗi được thực hiện. Kết quả kiểm định được thể hiện trong bảng 4.7.
Bảng 4.6: Kết quả hồi quy với cung tiền M2
Pooled
regression Fix effects
GLS Random effects C 7.658778***(6.17) 6.88896***(6.03) 7.215386*** (3.28) Q -0.678151***(-3.24) -0.5990082***(-2.69) -0.6090795* (-1.71) M2 -0.0395743***(-5.82) -0.0251118***(-4.42) -0.0425238*** (-4.12) GDS 0.0499081***(3.56) 0.0397893***(3.19) 0.0747048*** (3.91) TRADE 0.027142***(5.41) 0.0290844***(7.11) 0.0380829***(4.87) GOV 0.0128453*(0.31) -0.0359590(-0.88) -0.0813967(-1.24) -0.0508424** -0.0286497* -0.0659699*** INF (-2.51) (-1.69) (-3.10) R2 0.1613 0.1724 0.1522 Likelihood test 4.88 (p-value) 0.0000 Hausman test 38.57 (p-value) 0.0000
Ghi chú: Giá trị thống kê được thể hiện trong ngoặc đơn. Ký hiệu: ***, ** và * lần lượt thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Qua kết quả kiểm định thể hiện trong bảng 4.7 các giả thiết về phương sai thay đổi và tương quan chuỗi đều bị vi phạm. Do đó, bài nghiên cứu sử dụng ước lượng GLS để ước tính các hệ số hồi quy một cách phù hợp nhất cho mơ hình nghiên cứu.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phương sai không đổi và tương quan chuỗiChỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value Chỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value
Kiểm định phương sai thay đổi 2 = 5077.210 0.0000
Kiểm định tương quan chuỗi F = 9.078 0.0053
(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)
Như kết quả phân tích ở bảng 4.2 và bảng 4.4, hệ số ước lượng cho Q mang giá trị âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này góp phần khẳng định GDP thực bình qn đầu người góp phần vào việc giải thích tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Đối với cặp biến dùng để đo lường phát triển tài chính là tỷ lệ cung tiền M2 so với GDP và tỷ lệ tổng tiết kiệm trong nước so với GDP, thì GDS có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích tăng trưởng kinh tế. Một tỷ lệ tăng trưởng bền vững phụ thuộc vào tỷ lệ tiết kiệm chuyển sang đầu tư, thông qua sự chuyển đổi từ tiết kiệm sang đầu tư độ sâu tài chính sẽ tác động đến tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó, tỷ lệ cung tiền M2 so với GDP lại có hệ số hồi quy âm với mức ý nghĩa 1%. Như kết quả phân tích ở bảng 4.2 và 4.4, thương mại có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Trong khi đó, các biến GOV và INF có tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế.
Như vậy, qua các kết quả phân tích ở trên ta nhận thấy các nước có GDP thực bình qn đầu người thấp sẽ có tốc độ tăng trưởng kinh tế cao hơn so với các nước có GDP thực bình qn đầu người cao hơn. Và các biến đo lường tác động của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế là DCBS, DCPS,
M2, GDS thì chỉ có GDS có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển trong thời kỳ nghiên cứu. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy thương mại có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Và đây cũng là một yếu tố quan trọng góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Các biến chi tiêu chính phủ và lạm phát thì có tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế khi các chỉ tiêu này được duy trì ở một mức cao và khơng hợp lý.
4.4. Phân tích sử dụng hàm phản ứng xung
Để hiểu rõ mức độ tác động từ cú sốc của các biến đối với tăng trưởng kinh tế, bài nghiên cứu sử dụng hàm phản ứng xung để xem xét sự biến động của tăng trưởng kinh tế khi xuất hiện các cú sốc trên các biến giải thích. Do giới hạn về mặt thời gian và phương pháp phân tích hàm phản ứng xung cho dữ liệu bảng, bài nghiên cứu chỉ tiến hành phân tích hàm phản ứng xung cho Việt Nam và hai nước có sự tương đồng là Thái Lan và Ấn Độ trong khoảng thời gian nghiên cứu từ 1997-2012 để đưa ra các so sánh về biến động của tăng trưởng kinh tế khi xảy ra các cú sốc trên các biến giải thích (DCPS, GDS, TRADE, GOV, INF).
Hình 4.1 cho thấy phản ứng của tăng trưởng kinh tế với cú sốc DCPS ở các nước Việt Nam, Thái Lan và Ấn Độ. Kết quả phân tích phản ứng xung ở ba nước cho thấy ở Việt Nam và Thái Lan tăng trưởng kinh tế biến động mạnh trước cú sốc của DCPS. Ở Việt Nam, trong thời kỳ đầu cú sốc DCPS làm tăng trưởng kinh tế giảm sau đó tăng trong thời kỳ tiếp theo. Tác động này lặp lại qua các thời kỳ từ đây cho thấy tăng trưởng kinh tế biến động không ổn định trước cú sốc của DCPS. Với kết quả phân tích hàm phản ứng