Đối với cú sốc từ chi tiêu chính phủ (kết quả phân tích thể hiện trong hình 4.4), tăng trưởng kinh tế ở Thái Lan có phản ứng mạnh nhất và có biến động nhiều hơn so với ở Việt Nam và Ấn Độ. Ở Ấn Độ phản ứng của tăng trưởng kinh tế khi cú sốc của chi tiêu chính phủ xảy ra là dương ở các thời kỳ đầu. Ở các thời kỳ tiếp theo tăng trưởng kinh tế giảm dần và ít biến động trong một thời kỳ dài trước cú sốc của chi tiêu chính phủ. Đối với Việt Nam, cú sốc của chi tiêu chính phủ tác động làm giảm tăng trưởng kinh tế ở thời kỳ đầu. Sang thời kỳ tiếp theo, tăng trưởng kinh tế tăng và dần ổn định trước cú sốc của biến GOV.
Hình 4.5 thể hiện phản ứng của tăng trưởng kinh tế do cú sốc của lạm phát INF, tăng trưởng biến động liên tục qua từng thời kỳ ở Việt Nam và Thái Lan. Trong thời kỳ đầu cú sốc INF gây tăng trưởng kinh tế giảm ở thời kỳ đầu sau đó mức tăng trưởng kinh tế tăng. Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc của INF lặp lại chu kỳ giảm chuyển sang tăng qua hầu hết các thời kỳ và đạt mức tăng trưởng dương ở thời kỳ cuối. Mặt khác, cú sốc lạm phát tạo ra sự gia tăng tăng trưởng kinh tế trong thời kỳ đầu ở Ấn Độ. Vào các thời kỳ sau, tăng trưởng chuyển sang âm và biến động ổn định trong thời gian dài.
Như vậy, qua phân tích sử dụng hàm phản ứng đẩy để xem xét phản ứng của tăng trưởng kinh tế do các cú sốc DCPS, GDS, TRADE, GOV, INF ta nhận thấy ở Việt Nam và Thái Lan tăng trưởng kinh tế biến động liên tục qua các kỳ với các cú sốc của các biến giải thích. Trong khi đó, ở Ấn Độ tăng trưởng kinh tế phản ứng theo chiều hướng tăng ở thời kỳ đầu sau đó có xu hướng giảm và dần ổn định trước các cú sốc của các biến giải thích.
5. Kết luận
Nghiên cứu ước tính hồi quy bảng bằng ba phương pháp hồi quy sử dụng mơ hình pooled regression, FEM và REM để nghiên cứu vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển theo phân loại các nhóm nước được cung cấp bởi Ngân hàng thế giới.
Tương đồng với kết quả nghiên cứu của Barro (1997), Bekaert et al (2005), Ayadi et al (2013) và Hassan et al (2011), kết quả nghiên cứu cho thấy một GDP thực bình quân đầu người ban đầu thấp được liên kết với một tỷ lệ tăng trưởng cao hơn. Trong các biến đo lường tác động của phát triển tài chính đối với tăng trưởng, tổng tiết kiệm trong nước được xem là yếu tố quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển trong thời kỳ nghiên cứu. Việc gia tăng tiết kiệm sẽ tạo điều kiện cho gia tăng đầu tư trong nền kinh tế. Thông qua đầu tư, nguồn vốn được tích lũy từ đó tạo nên tăng trưởng kinh tế. Mặt khác, qua kết quả phân tích các biến về tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng, tín dụng trong nước cho khu vực tư và cung tiền M2 có tác động trái chiều với tăng trưởng kinh tế. Bài nghiên cứu đưa ra một kết quả trái chiều so với các nghiên cứu trước đây. Từ đó, ngầm ngụ ý vai trị quản trị và phân bổ nguồn tín dụng ở các nước đang phát triển trong thời kỳ nghiên cứu chưa hiệu quả. Để tín dụng phát huy vai trị thúc đẩy phát triển tài chính nhằm đóng góp vào tăng trưởng kinh tế, các nhà hoạch định chính sách cần đưa ra các biện pháp quản lý và phân bổ nguồn vốn tín dụng hiệu quả hơn. Ngoài ra, bài nghiên cứu cịn tìm được vai trị quan trọng của thương mại và chi tiêu chính phủ trong việc đóng góp giải thích tăng trưởng kinh tế. Như vậy, qua kết quả phân tích ta nhận thấy phát triển tài chính là điều kiện cần để tiến đến tăng trưởng kinh tế bền vững ở các nước đang phát triển.
Khi xem xét phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc của các biến phụ thuộc ở Việt Nam so sánh với Thái Lan và Ấn Độ thơng qua phân tích hàm phản ứng xung. Kết quả phân tích cho thấy tăng trưởng kinh tế biến động qua các thời kỳ trước cú sốc của DCPS, GDS, TRADE, GOV và INF ở Việt Nam và Thái Lan. Trong khi đó, tăng trưởng kinh tế ở Ấn Độ biến động mạnh trong thời kỳ đầu và dần ổn định trong thời gian dài trước cú sốc của các biến tác động.
Do hạn chế về mặt thời gian, bài nghiên cứu chỉ dừng lại ở việc kiểm định vai trị của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế mà chưa xét đến mối quan hệ nhân quả giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển khi sử dụng dữ liệu nghiên cứu ở dạng bảng.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Ayadi et al, 2013. Financial Development, Bank Efficiency and Economic Growth across the Mediterranean. MEDPRO Technical Report, No.
30/March 2013.
2. Barro, 1997. Determinants of economic growth. Cambridge. MA: MIT
press.
3. Becsi and Wang, 1997. Financial development and growth. Economic
Review, 82, 46–62.
4. Bekaert et al, 2005. Does financial liberalization spur growth? Journal of Financial Economics, 77, 3–55.
5. Blackburn and Huang, 1998. A theory of growth, financial development and trade. Economica, 65, 107–124.
6. Chee and Nair, 2010. The Impact of FDI and Financial sector developtment on Economic growth: Empirical evidence from Asia and Oceania. International Journal of Economics and Finance, Vol. 2, No. 2.
7. Christopoulos and Tsionas, 2004. Financial development and economic growth: evidence from panel unit root and cointegration tests. Journal of Development Economics 73 (2004), 55 – 74.
8. Giri and Mohapatra, 2012. Financial Development and Economic
Growth: Evidence from Indian Economy. International Journal of Applied
Research & Studies, ISSN 2278 – 9480.
9. Goldsmith, 1969. Financial structure and development. New Haven, CT:
Yale University Press.
10.Gurley and Shaw, 1967. Financial structure and economic development.
Economic Development and Cultural Change, 15, 257–268.
11.Hassan et al, 2011. Fianancial development and economic growth: New evidence from panel data. The Quarterly Review of Economics and
Finance, 51 (2011) 88–104.
12.King and Levine, 1993a. Finance and growth: Schumpeter might be right. Quarterly Journal of Economics, 108, 717–738.
13.Levine et al, 2000. Financial intermediation and growth: Causality and causes. Journal of Monetary Economics, 46, 31–77.
14.Levine, 1997. Financial development and economic growth: Views and agenda. Journal of Economic Literature, XXXV, 688–726.
15.Lucas, 1988. On the mechanics of economic development. Journal of
Monetary Economics, 22, 3–42.
16.McKinnon, 1973. Money and capital in economic development.
Washington, DC: Brookings Institution.
17.Nyamongo et al, 2012. Remittances, financial development and economic growth in Africa. Journal of Economics and Business 64 (2012) 240– 260.
18.Pagano, 1993. Financial markets and growth: An overview. European
Economic Review, 37, 613–622.
19.Patrick, 1966. Financial development and economic growth in underdeveloped countries. Economic Development and Cultural Change, 14, 174– 189.
20.Shaw, 1973. Financial deepening in economic development. New York:
Oxford University Press.
21.Solow, 1956. A Contribution to the Theory of Economic Growth.
Quarterly Journal of Economics, 70, 65-94.
22.Waheed and Younus, 2010. Effects of Financial Sector’s Development and Financial Sector’s Efficiency on Economic Growth: Empirical
Evidence from Developing and Developed Countries. International
Journal of Economic Perspectives, 2010, Volume 4, Issue 2, 449-458.
5 8
PHỤ LỤC 1. Thiết lập dữ liệu bảng cho dữ liệu
. xtset country year
panel variable: country (strongly balanced) time variable: year, 1997 to 2012
delta: 1 unit
2. Bảng kiểm định hệ số tương quan giữa các biến trong mơ hình . corr growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf (obs=462)
growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf growth 1.0000 q -0.1967 1.0000 dcbs -0.2420 0.3580 1.0000 dcps -0.1866 0.3983 0.9087 1.0000 m2 -0.1774 0.3504 0.8761 0.8958 1.0000 gds 0.1305 0.3071 0.1286 0.2721 0.1875 1.0000 trade 0.1499 0.1304 0.3713 0.5919 0.5147 0.2762 1.0000 gov -0.1220 0.4640 0.0337 0.0880 0.2215 0.0656 -0.0258 1.0000 inf -0.1016 0.0552 -0.1429 -0.1812 -0.1922 -0.0376 -0.1172 -0.0839 1.0000 3. Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài chính được đo lường bằng DCBS và GDS
3.1. Kết quả hồi quy OLS
. reg growth q dcbs gds trade gov inf
Source SS df MS Number of = 462
F( 6, 455) = 15.88 Model 1310.37741 6 218.396236 Prob > F = 0.0000 Residual 6256.61201 455 13.7507956 R-squared = 0.1732 Adj R-squared = 0.1623 Total 7566.98942 461 16.4142938 Root MSE = 3.7082
growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q -.4692538 .2183546 -2.15 0.032 -.8983624 -.0401453 dcbs -.0325845 .0051552 -6.32 0.000 -.0427155 -.0224534 gds .0457268 .0146699 3.12 0.002 .0168977 . trade .0221791 .00464 4.78 0.000 .0130605 . gov -.0583395 .0418945 -1.39 0.164 -.1406702 . inf -.0522697 .0202324 -2.58 0.010 -.0920303 -.0125092 _cons 7.054078 1.264287 5.58 0.000 4.569511 9.53864 4 5 9
3.2. Kết quả hồi quy bằng mơ hình fix effects . xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,fe
note: q omitted because of collinearity
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 462
Group variable: country Number of groups = 30
R-sq: within = 0.2072 Obs per group: min = 7
betwee = 0.2256 avg = 15.4
overall = 0.1302 ma
x = 16
F(5,427) = 22.31
corr(u_i, Xb) = -0.8041 Prob > F = 0.0000
growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q (omitted) dcbs -.0600146 .0111376 -5.39 0.000 -.0819058 -.038123 gds .0962408 .0244979 3.93 0.000 .0480892 . trade .0807208 .0127217 6.35 0.000 .0557159 . gov -.3860257 .1092729 -3.53 0.000 -.6008055 -.171245 inf -.0968136 .021783 -4.44 0.000 -.139629 -.053998 _cons 3.660435 1.895004 1.93 0.054 -.0642616 7.38513 2 sigma_ u sigma_ 3.5281727 3.2687444
.538113 (fraction of variance due to u_i)
F test that all u_i=0: F(29, 427) = 5.47 Prob > F = 0.0000
3.3. Kết quả hồi quy bằng mơ hình random effects . xtreg growth q dcbs gds trade
Random-effects GLS regression
gov inf,re
Number of obs = 462
Group variable: country Number of groups = 30
R-sq: within = 0.1931 Obs per group: min = 7
between = 0.3151 avg = 15.4
overall = 0.1633 max = 16
Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 83.54 corr(u_i, X) = 0
(assumed) Prob > chi2 = 0.0000
growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] q -.2878659 .3800399 -0.76 0.449 -1.03273 . dcbs -.0434867 .0078142 -5.57 0.000 -.0588023 -.0281712 gds .0714413 .0197119 3.62 0.000 .0328068 . trade .0369029 .0074738 4.94 0.000 .0222545 . gov -.16451 .0676294 -2.43 0.015 -.2970611 -.0319589 inf -.0697681 .0210877 -3.31 0.001 -.1110991 -.028437 _cons 6.024561 2.331023 2.58 0.010 1.45584 10.5932 8 sigma_u 1.5094183 sigma_e 3.2687444
rho .17575697 (fraction of variance due to u_i)
6 0
Var sd = sqrt(Var) growth e u 16.4142910.68469 2.278344 4.051456 3.268744 1.509418
3.4. Kiểm định Hausman test lựa chọn giữa ước lượng fix effects và ước lượng random effects
. hausman fix1 rand1
Coefficients (b) fix1 (B) rand1 (b-B) Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. dcbs -.0600146 -.0434867 -.0165278 .0079362 gds .0962408 .0714413 .0247995 .0145462 trade .0807208 .0369029 .0438179 .0102948 gov -.3860257 -.16451 -.2215157 .0858303 inf -.0968136 -.0697681 -.0270455 .0054601
b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 42.09
Prob>chi2 = 0.0000
3.5. Kiểm định Breush – Pagan test kiểm định sự phù hợp giữa random effects và pooled regression
. xttest0
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects growth[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t] Estimated results:
Test: Var(u) = 0
chi2(1) = 62.34 Prob > chi2 = 0.0000 3.6. Kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi
. xttest3
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (30) = 2579.98
. xtserial growth q dcbs gds trade gov inf
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F( 1, 29) = 5.895 Prob > F = 0.0216 3.7. Kết quả xử lý bằng GLS
. xtgls growth q dcbs gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3529)
Estimated covariances = 30 Numbe of obs = 462
Estimated autocorrelations = 1 Numbe of groups = 30
Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 7
avg = 15.4
ma = 16
Wald chi2(6) = 98.77 Prob > chi2 = 0.0000
growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] q -.4057465 .2306605 -1.76 0.079 -.8578329 . dcbs -.0221807 .0048001 -4.62 0.000 -.0315888 -.012772 gds .0403587 .0136459 2.96 0.003 .0136133 . trade .0261054 .003879 6.73 0.000 .0185027 . gov -.0796983 .0403467 -1.98 0.048 -.1587763 -.000620 inf -.0311106 .0173808 -1.79 0.073 -.0651764 . _cons 6.05801 1.183875 5.12 0.000 3.737659 8.37836 2
4. Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài chính được đo lường bằng DCPS và GDS
4.1. Kết quả hồi quy OLS
. reg growth q dcps gds trade gov inf
Source SS df MS Number of obs = 462 F( 6, 455) = 18.03 Model 1453.51779 6 242.252965 Prob > F = 0.0000 Residual 6113.47163 455 13.4362014 R-squared = 0.1921 Adj R-squared = 0.1814 Total 7566.98942 461 16.4142938 Root MSE = 3.6655
growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q -.3823694 .2170288 -1.76 0.079 -.8088724 . dcps -.0539204 .0075108 -7.18 0.000 -.0686805 -.039160 gds .0559889 .014443 3.88 0.000 .0276056 . trade .0336188 .0052383 6.42 0.000 .0233246 . gov -.0452022 .0410695 -1.10 0.272 -.1259116 . inf -.0594652 .0201156 -2.96 0.003 -.0989961 -.019934 _cons 5.74438 1.296153 4.43 0.000 3.197192 8.29156 8 vii
4.2. Kết quả hồi quy bằng mơ hình fix effects . xtreg growth q dcps gds trade gov inf,fe
note: q omitted because of collinearity
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 462
Group variable: country Number of groups = 30
R-sq: within = 0.2031 Obs per group: min = 7
between = 0.2035 avg = 15.4
overall = 0.1315 max = 16
F(5,427) = 21.76
corr(u_i, Xb) = -0.7504 Prob > F = 0.0000
growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q (omitted) dcps -.068093 .0131815 -5.17 0.000 -.0940016 -.0421844 gds .1122733 .0249025 4.51 0.000 .0633266 .16122 trade .082901 .0128863 6.43 0.000 .0575726 . gov -.3329705 .109716 -3.03 0.003 -.5486211 -.1173199 inf -.0956257 .0218358 -4.38 0.000 -.1385448 -.0527066 _cons 2.288353 1.875143 1.22 0.223 -1.397307 5.97401 3 sigma_u 3.1520229 sigma_e 3.2771995
rho .48053742 (fraction of variance due to u_i)
F test that all u_i=0: F(29, 427) = 4.90 Prob > F = 0.0000 . estimates store fix2
4.3. Kết quả hồi quy bằng mơ hình random effects . xtreg growth q dcps gds trade gov inf,re
Random-effects GLS regression Number of obs = 462
Group variable: country Number of groups = 30
R-sq: within = 0.1862 Obs per group: min = 7
between 0.3411 avg = 15.4
overall = 0.1822 ma
x = 16
Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 91.74 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] q -.279192 .3680576 -0.76 0.448 -1.000572 . dcps -.0640436 .0102945 -6.22 0.000 -.0842204 -.043866 gds .0849249 .0195098 4.35 0.000 .0466864 . trade .0470717 .0079179 5.94 0.000 .0315528 . gov -.1316305 .0658662 -2.00 0.046 -.260726 -.002535 inf -.0719893 .0209382 -3.44 0.001 -.1130274 -.030951 _cons 4.896368 2.30453 2.12 0.034 .3795714 9.41316 5 sigma_u 1.4699265 sigma_e 3.2771995
rho .16748551 (fraction of variance due to u_i)
. estimates store rand2
4.4. Kiểm định Hausman test lựa chọn giữa ước lượng fix effects và ước lượng random effects
. hausman fix2 rand2
Coefficients (b) fix2 (B) rand 2 (b-B)
Difference sqrt(diag(V_b-V_B)) S.E. dcps -.068093 -.0640436 -.004049 .0082325 gds .1122733 .0849249 . .0154758 trade .082901 .0470717 . .0101667 gov -.3329705 -.1316305 -.20134 .0877453 inf -.0956257 -.0719893 -.023636 4 .0061965
b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)
= 31.69
Prob>chi2 = 0.0000
4.5. Kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi . xttest3
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (30) = 2992.13
Prob>chi2 = 0.0000
. xtserial growth q dcps gds trade gov inf
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation
F( 1, 29) = 6.056 Prob > F = 0.0201
6 4
Source SS df MS Model Residual 1222.61702
6355.01546 6460 203.76950313.815251 Total 7577.63248 466 16.2610139
4.6. Kết quả xử lý bằng GLS
. xtgls growth q dcps gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic
Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3508)
Estimated covariances = 30 Number of obs = 462
Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 30
Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 7
avg = 15.4
ma = 16
Wald chi2(6) = 97.49