Biến UR BC BCre CMR CCB RIR INF Open Ogap GDPCa
0- 14 65+ UR 1.00 BC -0.14 1.00 BCre -0.38 0.24 1.00 CMR -0.27 0.06 0.23 1.00 CCB 0.03 0.13 0.32 0.07 1.00 RIR -0.09 0.30 -0.05 0.09 0.08 1.00 INF 0.43 -0.28 -0.54 -0.38 -0.15 -0.54 1.00 Open -0.24 0.32 0.33 0.24 0.38 -0.04 -0.16 1.00 Ogap -0.03 -0.44 0.01 0.11 0.25 -0.02 -0.20 -0.32 1.00 GDPCa -0.10 0.04 0.49 0.45 0.45 0.02 -0.45 0.11 0.53 1.00 0-14 0.18 0.09 -0.60 -0.14 -0.51 0.26 0.19 -0.17 -0.27 -0.64 1.00 65+ -0.03 -0.23 0.46 0.19 0.42 -0.17 -0.21 -0.15 0.41 -0.72 0.86 1.00
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 381 quan sát của 21 quốc gia trong giai đoạn 1996 – 2014
nghiên cứu kỹ hệ số tương quan giữa các biến, nếu chúng vượt q 0,8 thì mơ hình hồi quy sẽ gặp vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng. Như vậy dựa vào bảng 4.4.2.1 ta thấy khơng có mối tương quan nào đáng kể giữa các biến độc lập với nhau. Hệ số tương quan cao nhất giữa các biến độc lập với nhau là 0,74, kết quả hiệp phương sai giữa các biến đều nhỏ hơn 0.8, do đó tương quan giữa các biến không nghiêm trọng. Do giữa các biến có tương quan khá cao với nhau và các biến này có liên quan mật thiết về ý nghĩa kinh tế trong mơ hình nên tác giả tiếp tục tiến hành kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến thơng qua nhân tử phóng đại phương sai VIF.
4.4.2.2 Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Bảng 4.5: Kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai VIF
Variable VIF 1/VIF
BC 2.89 0.346198 BCre 2.99 0.334272 CMG 1.62 0.617802 CCB 2.83 0.353137 Itax 4.24 0.235668 RIR 2.43 0.411129 INF 3.66 0.273025 Open 5.44 0.183767 Ogap 3.66 0.273188 GDPCa 5.82 0.171774 0-14 7.77 0.128739 65+ 12.45 0.080333 Mean VIF 4.65
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 381 quan sát của 21 quốc gia trong giai đoạn 1996 – 2014 (Phụ lục...)
Dựa vào bảng 4.2.2 kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai, cho thấy trung bình VIF của các biến trong mơ hình là 4.65 nhỏ hơn 10. Khơng có VIF của biến độc lập nào vượt quá 10.
Kết luận: không tồn tại hiện tượng đa cộng tuyến với tiêu chuẩn nhân tử
phóng đại phương sai VIF 4.4.2.3 Kết quả hồi quy
Tác giả tiến hành kiểm tra một số giả thuyết cổ điển như hiện tượng tự tương quan giữa các phần dư và hiện tượng phương sai thay đổi cho mơ hình. Kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tự tương quan được trình bày trong bảng 4.2.3A dưới đây:
Bảng 4.6: Kết quả kiểm tra phương sai thay đổi phần dư - Greene (2000)
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (18) = 310.51
Prob>chi2 = 0.0000
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 381 quan sát của 21 quốc gia trong giai đoạn 1996 – 2014
Giả thuyết Ho: Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai thay đổi Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng phương sai thay đổi
Từ bảng 4.2.3A, kết quả kiểm định Greene (2000) phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình.
5%.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình ở mức ý
Bảng 4.7: Kết quả kiểm tra hiện tượng tự tương quan phần dư – Wooldridge (2002) và Drukker (2003)
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 381 quan sát của 21 quốc gia trong giai đoạn 1996 – 2014
Giả thuyết Ho: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho thấy kết quả p-value = 0.0189 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% …
Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình với mức ý
nghĩa 5%.
Với kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan giữa các phần dư, thì trong mơ hình vừa tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi vừa tồn tại hiện tượng tự tương quan. Hàm hồi quy sẽ được thực hiện hồi quy để kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.
Theo kết quả nghiên cứu của Arellano và Bond (1991), phương pháp hồi quy tuyến tính dữ liệu bảng động (linear dynamic panel-data estimation) là một giải pháp hữu hiệu để ước lượng hồi quy trong mơ hình trong trường hợp mơ hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan và nội sinh. Bên cạnh đó, Arellano và Bond (1991) đã đề nghị hai kiểm định chủ chốt để kiểm tra tính hiệu lực của mơ hình GMM.
- Kiểm định đầu tiên đó là kiểm định Overidentifying Restrictions Overidentifying Restrictions Test) hay còn gọi là kiểm định Sargent (Sargent Test) (hoặc kiểm định J (J – Test)) hay kiểm định Hansen cho tính hiệu lực (Overidentification) của mơ hình. Đây là kiểm định cần thiết trong trường hợp số biến
F( 1, 13) = 7.190
công cụ nhiều hơn số biến trong mơ hình. Ý tưởng của kiểm định là xem xét biến cơng cụ có tương quan với phần dư của mơ hình khơng. Nếu câu trả lời là khơng, khi đó biến cơng cụ là nội sinh, thì biến cơng cụ được chọn là phù hợp và mơ hình sử dụng biến đó để ước lượng cũng phù hợp. Kiểm định Sargent sử dụng thống kê J (J
– statistic) nhằm kiểm định giả thiết H0 - biến cơng cụ là nội sinh, mơ hình phù hợp. Thống kê J tuân theo phân phối Chi Bình phương và được trình bày trên bảng kết quả ước lượng của phần mềm thống kê cùng với giá trị P – value tương ứng của nó.
- Kiểm định thứ hai được sử dụng đó là kiểm định Arellano-Bond nhằm kiểm định cho sự tự tương quan.
Mơ hình Arellano và Bond (1991) kiểm sốt được hiện tượng tự tương quan giữa phần dư, hiện tượng phương sai thay đổi và nội sinh . Kết quả hồi quy mơ hình như sau:
Bảng 4.8: Kết quả hồi quy mơ hình hồi quy GMM sử dụng biến cơng cụ Biến quan
sát
Tỷ lệ thất nghiệp
(1)+0-14, 65+ (2)+SMA (3)+RIT (4)+FDIout (5)+ET
BC -0.0472*** -0.0336** -0.0420* -0.0220 -0.0347** (-3.34) (-2.01) (-1.93) (-5.01) (-2.04) BCre 0.0621*** 0.0524** -0.0478 -0.0571 -0.0450 (5.17) (-1.96) (-1.33) (-1.32) (-1.48) CMR 3.507*** 0.188 0.223 -0.153 1.292 (2.65) (0.13) (0.85) (-0.20) (0.68) CCB 0.0816 0.662 1.018* 1.202** 0.881 (0.14) (1.14) (1.90) (2.38) (1.27) Itax -0.0697 -0.0868 -0.122 0.303 -0.132 (-0.21) (-0.65) (-0.67) (0.41) (-0.57) RIR 0.156** 0.0350 -0.0340 -0.364 -0.0124 (2.35) (0.21) (-0.11) (-1.46) (-0.05) INF 0.229*** 0.0119 -0.115 -0.218 -0.0856
(3.36) (0.07) (-0.40) (-0.98) (-0.41) Open 0.0196*** 0.0127 0.0168 0.0269 0.00668 (3.82) (1.53) (0.81) (1.53) (0.66) GDPCa -0.000157*** 0.0000104 0.0000576 0.0000071 -0.0000649 (-4.08) (0.14) (-0.73) (0.18) (-1.00) 0-14 0.152* (1.81) .. 65+ 0.426** (2.51) ... SMA -0.0117** (-2.34) RIT -0.249 (-0.14) FDIout -0.174* (-189) ET 0.932 (1.62) Hằng số -34.27** 3.631 -4.909 0 -9.562 (-2.53) (0.31) (-0.31) (.) (-0.60) N 58 44 44 42 44
*** prob. < 0,01; ** prob. < 0,05; * prob. < 0,10
Nguồn: Kết quả truy xuất từ Stata11 dựa trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 381 quan sát của 21 quốc gia trong giai đoạn 1996 – 2014 (Phụ lục 4)
Kết quả kiểm định Hansen về tính hiệu lực của mơ hình cho thấy số biến cơng cụ trong mơ hình GMM là vừa đủ và phù hợp, với giá trị p lớn hơn 0.1. Ngoài ra kiểm định AR(1) (kiểm định tương quan chuỗi bậc 1) của GMM cho kết quả hợp lệ: giá trị p lớn hơn 0.1, nghĩa là có tồn tại mối tương quan chuỗi bậc 1. Do đó, tất cả các kết quả trong GMM hệ thống đều có ý nghĩa.
Bảng 4.5.2.3C mơ hình (1) cho thấy kết quả dựa trên mơ hình GMM hai giai đoạn bằng cách sử dụng lệnh xtabond2 được giới thiệu bởi Roodman (2009). Từ bảng này cho thấy kết quả hồi quy giữa tỉ lệ thất nghiệp với các biến độc lập trong mơ hình nghiên cứu. Riêng biến thương lượng tập trung, thuế thu nhập chưa có ý nghĩa thống kê nên khơng giải thích được tác động của chúng tác động đến tỷ lệ thất nghiệp của các quốc gia thành viên khối APEC trong giai đoạn 1996 - 2014. Kết quả ước lượng này đồng nhất với kết quả của mơ hình dữ liệu bảng với mơ hình FEM, 2SLS (đối chiếu Phụ lục 4)
(Trình tự thực hiện kiểm định tồn bộ mơ hình được trình bày đầy đủ trong phụ lục 4).
Kết quả phân tích hồi quy của từng biến theo mơ hình (1) như sau:
Tập trung ngân hàng là nghịch biến với tỷ lệ thất nghiệp (với mức ý nghĩa 5%) trong giai đoạn 1996 - 2014, các quốc gia có tỉ lệ tập trung ngân hàng càng cao thất nghiệp càng ít. Kết quả này là phù hợp với quan điểm của Thuyết cấu trúc hiệu quả nhưng trái với quan điểm của Lý thuyết cơ cấu-hành vi-hiệu quả. Bằng chứng này phù hợp với các nghiên cứu của Evanoff và Fortier (1988), Koutsomanoli và cộng sự (2009), Ben Naceur & Omran (2011) nhưng trái với với nghiên cứu của Horst Feldmann (2015), mà đều đưa ra bằng chứng về sự nghịch biến giữa tập trung ngân hàng và tỷ lệ thất nghiệp. Tập trung tài sản ngân hàng cao không phải là một trong những đặc điểm của các ngân hàng, nhưng sau khi tái cơ cấu hậu khủng hoảng, kéo theo các biện pháp như đóng cửa ngân hàng, sáp nhập và tái cơ cấu vốn, tập trung tài sản được thấy tăng rõ rệt ở một số nền kinh tế. Và cũng không thấy bất lợi nghiêm trọng của sự tập trung tài sản ngân hàng. Lúc đầu, thoạt nhìn có thể thấy tập trung ngân hàng sẽ cản trở cạnh tranh, nhưng kết quả lý thuyết và thực nghiệm cho thấy rằng lợi ích của hiệu quả và quy mô nền kinh tế tạo ra bởi tập trung tài sản có thể bù đắp chi phí cao hơn của hoạt động ngân hàng. Việc tập trung cao hơn thông qua hoạt động mua bán sát nhập giúp các nước nhận đầu tư tạo công ăn việc làm cho người dân. Khi đầu tư vào nước khác, các công ty được mua lại hay sát nhập đều là yếu kém
70
hay sắp phá sản. Như vậy, trong giai đoạn khủng hoảng tài chính, các quốc gia sẽ đặt một mức ưu tiên nào đó cho việc tăng tỷ lệ tập trung ngân hàng (có thể kể đến hiện tượng mua bán và sát nhập các ngân hàng nhỏ), điều này mặc dù được coi có thể là con dao hai lưỡi song trong giai đoạn chịu ảnh hưởng nặng nề của cuộc khủng hoảng tài chính gần đây nhất, các quốc gia có nền kinh tế khó khăn thì việc tăng tỷ lệ tập trung ngân hàng sẽ tận dụng cơ sở hạ tầng tốt, nguồn nhân lực dồi dào, thị trường rộng lớn, và qui mô lớn hơn, tạo khả năng hợp tác sâu sắc trong kinh doanh, sẽ giúp cho ngân hàng có năng lực cạnh tranh tổng hợp và có thể thực hiện chiến lược mở rộng kinh doanh, làm tăng khả năng cung ứng cho những dự án lớn hơn. Bên cạnh đó là làm giảm chi phí huy động (do áp lực cạnh tranh lãi suất giảm), giảm chi phí văn phịng dẫn đến năng lực cạnh tranh tăng lên đủ sức vượt quan những biến cố khó khăn của nền kinh tế. Việc tăng tập trung ngân hàng đồng nghĩa với mua bán sát nhập những ngân hàng nhỏ yếu kém, sau khi cơ cấu lại và quản trị tốt có thể tận dụng khách hàng, cơ sở vật chất, nhân sự, và như vậy khơng những duy trì được nhân sự cũ mà cịn có khả năng mở rộng thêm. Kết quả là thúc đẩy sản xuất và tăng trưởng, kinh tế được phục hồi, nhiều công ăn việc làm được tạo ra đồng nghĩa tỷ lệ thất nghiệp giảm. Các quy trình hợp lý hóa và thay đổi kích thước trong hệ thống ngân hàng trong khu vực này cho thấy hiệu quả tổng thể của hệ thống đã được tăng cường trong giai đoạn từ năm 2008 đến nay.
Tín dụng ngân hàng thể hiện mối quan hệ dồng biến với tỷ lệ thất nghiệp (mức ý nghĩa 1%) nghĩa là sự sụt giảm việc làm đi theo xu hướng mở rộng tín dụng. Bằng chứng này là phù hợp với kết quả nghiên cứu của Jason và cộng sự (2015), Mwalungo (2011), Miguel Ángel và cộng sự (2014) nhưng trái với nghiên cứu của Feldmann (2015). Trong giai đoạn hiện nay, khi các hộ gia đình có xu hướng vay nợ có bảo đảm tham gia rủi ro bằng cách tìm kiếm việc làm với mức lương cao nhưng xác suất việc làm thấp. Trong cân bằng tổng thể, các doanh nghiệp đáp ứng sự ưa thích méo mó này của hộ gia đình, trả lương cao nhưng lại có ít chỗ trống. Điều này ngụ ý rằng nợ hộ gia đình cao dẫn đến tình trạng thất nghiệp cao, một kết quả làm sáng tỏ hơn về lý
71
do tại sao sự phục hồi của thị trường lao động là khá chậm chạp sau khi cuộc khủng hoảng tài chính nên đã dẫn đến mối quan hệ nghịch biến này.
Quy tắc thị trường tín dụng đồng biến với tỷ lệ thất nghiệp (mức ý nghĩa 1%), kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu của Acemoglu (2011), Feldmann (2006, 2012a). Cụ thể, hạn chế về mở rộng tín dụng đến các khu vực tư nhân, về quyền sở hữu tư nhân của ngân hàng, về cạnh tranh từ các ngân hàng nước ngoài, và về việc xác định miễn lãi suất xuất hiện làm giảm tỷ lệ việc làm và thất nghiệp gia tăng, đặc biệt là trong giới trẻ. Kết quả này càng đúng trong giai đoạn khủng hoảng tài chính như hiện nay, nền kinh tế suy giảm nhanh chóng, các cơng ty hoạt động không hiệu quả, càng khiến doanh nghiệp khó tiếp cận tín dụng, doanh nghiệp lâm vào cành khó khăn phải thu hẹp sản suất, việc làm tất nhiên bị co hẹp.
Biến GDP trên đầu người thể hiện mối quan hệ nghịch biến với tỷ lệ thất nghiệp (mức ý nghĩa 1%) như mong đợi phù hợp với nghiên cứu của Horst Feldmann (2015), Ali, Maryam (2011) và Rahman (2013). Trong thực tế, xu hướng dân số phù hợp sự phát triển nền kinh tế - xã hội của đất nước là yếu tố quan trọng kích thích phát triển nhanh, bền vững, nâng cao đời sống nhân dân và tiềm lực sản xuất; đây là yếu tố cơ bản để xóa đói, giảm nghèo, giảm tính trạng thất nghiệp.
Tỷ lệ thất nghiệp là cùng chiểu với tỷ lệ lạm phát (mức ý nghĩa 1%), kết quả phù hợp với nghiên cứu của Miguel Ángel và cộng sự (2014) và phù hợp với thực tế hiện nay trong khu vực khối APEC khi mà tỷ lệ thất nghiệp và tỷ lệ lạm phát ở hầu hết các nước đều giảm. Điều này có thể là do những năm gần đây sau khi đối phó với cuộc khủng hoảng tài chính 2008, thất nghiệp đã giảm (theo mục 3.4 )
Chính phủ ở các quốc gia APEC thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ và tài khóa
ổn định kinh tế vĩ mơ, CPI thường chịu tác động của 4 nhóm yếu tố: chi phí đẩy, cầu kéo, tiền tệ - tín dụng và tâm lý. Cụ thể: (i) Về yếu tố chi phí trong năm qua cho thấy, giá cả hàng hóa thế giới giảm, các mặt hàng giảm giá mạnh nhất đó là dầu mỏ và các sản phẩm liên quan tới dầu mỏ. Nhiều khoản thuế đã được cắt giảm tạo điều kiện cho doanh nghiệp giảm bớt chi phí, lãi suất cho vay của ngân hàng đã giảm khá nhanh. (ii) Về
yếu tố cầu cũng giảm. (iii) Về tiền tệ - tín dụng, áp lực đối với lạm phát đang có xu hướng giảm. Cụ thể: tốc độ tăng trưởng dư nợ tín dụng cũng đã giảm nhanh, thanh khoản của hệ thống ngân hàng thương mại được cải thiện. (iv) Trong khi đó, tâm lý kỳ vọng lạm phát khơng bị áp lực lớn như trước.
Lãi suất thực tế là đồng biến với tỷ lệ thất nghiệp (với mức ý nghĩa 5%) như mong đợi phù hợp với thực tế trong giai đoạn 2008 – 2012, các quốc gia có lãi suất thực càng cao thì tỷ lệ thất nghiệp càng lớn. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu của Feldmann (2015) và (2012b), Fitoussi và cộng sự (2000), đều đưa ra bằng