Kết quả hồi quy mô hình nghiên cứu phân tích tác động của tham nhũng đến tỷ lệ nợ công của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu bởi phương pháp hồi quy GMM được luận văn trình bày trong bảng 4.7.
Bảng 4.7. Kết quả hồi quy ảnh hưởng của tham nhũng đến tỷ lệ nợ công của các quốc gia
DEBT Cột 1 Cột 2
DEBT(-1) 0.7343*** 0.8251***
(38.39) (24.13)
CORR1 3.7856***
(7.76)
CORR2 10.4860***
(7.16)
GDPPCGR 0.8738***
(11.06)
0.2469***
(3.52)
GOVEXP 0.5559***
(7.27)
0.9279***
(6.50)
INFL 0.1304***
(3.32)
0.2317***
(4.06)
POPGR 0.8002***
(4.46)
1.1404***
(3.87)
UNEMP -0.3118*
(-1.73)
-0.3862**
(-1.99) HỆ SỐ CHẶN 10.9316***
(9.38)
-7.4281***
(-2.72) KIỂM ĐỊNH
AR(1) 0.225 0.259
AR(2) 0.104 0.106
HANSEN 0.242 0.219
SỐ QUỐC GIA 33 33
SỐ BIẾN CÔNG CỤ 32 22
Nguồn: Tác giả tổng hợp các kết quả từ phần mềm Stata
Trong đó, DEBT là nợ công của các quốc gia và được tính bởi tỷ lệ nợ công trên GDP của quốc gia; CORR1 và CORR2 là hai đại diện cho tham nhũng và được tổng hợp từ ICRG và WGI. GDPPCGR thể hiện tăng trưởng kinh tế của quốc gia và được tính bởi phần trăm thay đổi trong giá trị GDP trên đầu người của quốc gia. GOVEXP là chi tiêu chính phủ được tính bởi tỷ lệ chi tiêu chính phủ trên GDP. INFL là lạm phát của quốc gia và được tính bởi phần trăm thay đổi trong giá trị chỉ số giá tiêu dùng của quốc gia. POPGR là tốc độ tăng trưởng dân số của quốc gia và được tính bởi phần trăm thay đổi trong tổng dân số của quốc gia. UNEMP là tỷ lệ thất nghiệp của quốc gia và được tính bởi tỷ lệ lực lượng thất nghiệp trên tổng số lực lượng lao động. Kiểm định AR(1) và AR(2) xem xét vấn đề tự tương quan bậc 01 và bậc 02 trong mô hình nghiên cứu. Kiểm định Hansen xem xét tính giá trị của các biến công cụ được sử dụng trong mô hình nghiên cứu. Ngoài ra, *, ** và *** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%. Giá trị trong dấu ( ) thể hiện giá trị thống kê t của hồi quy.
Tuy nhiên, trước khi phân tích các kết quả có được sau khi ước lượng, luận văn thực hiện kiểm định xem hiện tượng tự tương quan và nội sinh còn tồn tại trong mô hình nghiên cứu hay không. Luận văn sử dụng kiểm định AR(1), AR(2) để xem xét vấn đề tự tương quan. Đồng thời kiểm định Hansen cũng được sử dụng để phân tích vấn đề nội sinh trong mô hình nghiên cứu.
Đầu tiên, căn cứ vào các giá trị p-value của cả hai kiểm định AR(1) và AR(2) ở hai cột kết quả hồi quy trong bảng 4..6, có thể thấy rằng các giá trị p-value đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10%. Cụ thể, giá trị p-value của kiểm định AR(1) ở cột (1) và (2) lần lượt là 0.225 và 0.259, và giá trị p-value của kiểm định AR(2) ở cột (1) và (2) lần lượt là 0.104 và 0.106. Qua đây luận văn chấp nhận giả thuyết H0 của kiểm định, trong đó giả thuyết H0 của kiểm định là không tồn tại tự tương quan trong mô hình nghiên cứu. Nói cách khác, sau khi sử dụng phương pháp hồi quy GMM, vấn đề tự tương quan đã được khắc phục.
Tương tự như vậy, căn cứ vào các giá trị p-value của cả hai kiểm định Sargan và Hansen ở hai cột kết quả hồi quy trong bảng 4..6, có thể thấy rằng các giá trị p-value đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 10% và đều nhỏ hơn giá trị 0.70. Cụ thể, giá trị p- value của kiểm định Hansen ở cột (1) và (2) lần lượt là 0.242 và 0.219. Qua đây luận văn chấp nhận giả thuyết H0 của kiểm định, trong đó giả thuyết H0 của kiểm định là các biến công cụ được sử dụng trong phương pháp GMM không tương quan với phần dư của mô hình nghiên cứu. Nói cách khác, sau khi sử dụng phương pháp hồi quy GMM, vấn đề nội sinh giữa các biến cũng đã được khắc phục.
Từ các kết quả kiểm định trên, luận văn có thể đi đến kết luận rằng kết quả mà luận văn thu được bằng cách ước lượng mô hình nghiên cứu bởi phương pháp GMM là không bị chệch và đáng tin cậy. Cho nên luận văn tập trung vào việc thảo luận các kết quả đạt được từ bảng kết quả 4.7.
Hệ số hồi quy của biến trễ biến phụ thuộc ở hai cột (1) và (2) lần lượt là 0.7343 và 0.8251 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này cho thấy rằng biến tỷ lệ nợ công của các quốc gia ở năm trước sẽ thể hiện tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ công của các quốc gia ở năm hiện tại. Kết quả này hàm ý rằng các quốc gia có tỷ lệ nợ công ở năm trước tăng 1% thì sẽ làm gia tăng tỷ lệ nợ công của các quốc gia trong năm hiện tại khoảng 0.7343% đến 0.8251%. Tác động này có phần tương tự với các kết quả nghiên cứu được tìm thấy trước đây của Cooray và các cộng sự (2017), Tarek và Ahmed (2017) và Benfratello và các cộng sự (2018).
Hai đại diện cho vấn đề tham nhũng của quốc gia là CORR1 và CORR2 thể hiện tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ công của các quốc gia ở mức ý nghĩa thống kê 1% với hệ số hồi quy ở cột (1) và (2) lần lượt là 3.7856 và 10.4860. Điều này cho thấy rằng hai biến CORR1 và CORR2 gia tăng 1% (hàm ý rằng tham nhũng của quốc gia đang gia tăng) thì sẽ làm cho tỷ lệ nợ công của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu gia
tăng khoảng 3.7856% đến 10.4860%. Nói cách khác, các quốc gia có mức độ tham nhũng cao thì sẽ có tỷ lệ nợ công cao hơn so với các quốc gia khác. Kết quả này phù hợp với các chiều hướng phân tích mà luận văn đã đề cập trong các phần trước. Đồng thời kết quả này cũng phù hợp với một số bằng chứng thực nghiệm của các tác giả trước đây như Alesina và Tabellini (1990), Person và Svensson (1989), Wei và Zeckhauser (1999), Tanzi và Davoodi (2002), Cooray và các cộng sự (2017). Có thể lập luận rằng khi các nhà điều hành chính sách, các nhà chính trị gia của quốc gia không có sự nhất quán trong việc quản lý nợ công thì sẽ làm gia tăng nợ công của quốc gia (Alesina và Tabellini, 1990; Person và Svensso, 1989). Khi không có sự nhất quán trong điều hành chính sách công thì sẽ có thể gây ra các vấn đề lợi ích giữa các bên và tham nhũng sẽ gia tăng để cố gắng trục lợi cho bản thân. Trong trường hợp này các quốc gia sẽ thực hiện vay nợ nhiều hơn và chi tiêu chính phủ nhiều hơn (Wei và Zeckhauser, 1999; Tanzi và Davoodi, 2002; Cooray và các cộng sự, 2017). Sự gia tăng trong mức độ vay nợ xuất phát từ việc thu ngân sách, bởi lẽ nguồn thu ngân sách của quốc gia để tài trợ cho các khoản chi tiêu chính phủ giảm mạnh (Audu, 2004; Kaufam, 2010), do đó sẽ thúc đẩy động cơ Chính phủ thực hiện vay nợ nhiều hơn để có đủ nguồn vốn tài trợ. Kết quả là mức độ nợ công của quốc gia ngày càng gia tăng.
Tăng trưởng kinh tế được đại diện bởi GDPPCGR thể hiện tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ công của các quốc gia ở mức ý nghĩa thống kê 1% với hệ số hồi quy ở cột (1) và (2) lần lượt là 0.8738 và 0.2469. Điều này cho thấy rằng một sự gia tăng trong tốc độ tăng trưởng kinh tế của quốc gia sẽ làm gia tăng tỷ lệ nợ công của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Nói cách khác, các quốc gia có tăng trưởng kinh tế càng cao thì sẽ có tỷ lệ nợ công cao hơn so với các quốc gia khác. Kết quả này trái ngược với các chiều hướng phân tích mà luận văn đã đề cập trong các phần trước. Đồng thời kết quả này cũng không tương tự như các bằng chứng thực nghiệm của các tác giả trước đây như Panizza và Presbitero (2014), Greiner và Fincke (2015), Van Bon (2015), Pereima
và các cộng sự (2015), Cooray và các cộng sự (2017), Tarek và Ahmed (2017), Benfratello và các cộng sự (2018), Pecaric và các cộng sự (2018). Tuy nhiên, kết quả này lại có thể lập luận rằng, thu nhập bình quân đầu người thường được sử dụng để đại diện cho quy mô của quốc gia (Forslund và các cộng sự, 2011) hoặc dùng để đánh giá khả năng vay nợ của một quốc gia (Kalaja và Vokshi, 2015). Cho nên có thể hiểu như là khi quốc gia càng tăng trưởng thì sẽ càng gia tăng khả năng vay nợ của các quốc gia này, kết quả là tỷ lệ nợ công của các quốc gia này sẽ gia tăng. Kết quả này lại ủng hộ cho phát hiện được tìm thấy trước đó của Forslund và các cộng sự (2011).
Chi tiêu chính phủ được đại diện bởi GOVEXP thể hiện tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ công của các quốc gia ở mức ý nghĩa thống kê 1% với hệ số hồi quy ở cột (1) và (2) lần lượt là 0.5559 và 0.9279. Điều này cho thấy rằng một sự gia tăng trong chi tiêu chính phủ của quốc gia sẽ làm gia tăng tỷ lệ nợ công của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Nói cách khác, các quốc gia có mức độ chi tiêu chính phủ càng cao thì sẽ có tỷ lệ nợ công cao hơn so với các quốc gia khác. Kết quả này phù hợp với các chiều hướng phân tích mà luận văn đã đề cập trong các phần trước. Đồng thời kết quả này cũng tương tự như các bằng chứng thực nghiệm của các tác giả trước đây như Sinha và các cộng sự (2011), Mah và các cộng sự (2013), Cooray và các cộng sự (2017), Tarek và Ahmed (2017), Benfratelloa và các cộng sự (2018), Pecaric và các cộng sự (2018). Có thể lập luận kết quả này như là một quốc gia có chi tiêu chính phủ càng nhiều thì sẽ có thể sẽ phải đối diện với vấn đề thâm hụt cán cân ngân sách hoặc ít nhất là sẽ làm xấu đi tình hình của cán cân ngân sách của quốc gia, do đó điều này sẽ thúc đẩy các quốc gia thực hiện gia tăng nợ công để bù đắp sự thâm hụt này.
Lạm phát được đại diện bởi INFL thể hiện tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ công của các quốc gia 0.1304 và 0.2317. Điều này cho thấy rằng một sự gia tăng trong tỷ lệ lạm phát của quốc gia sẽ làm gia tăng tỷ lệ nợ công của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Nói cách khác, các quốc gia có tỷ lệ lạm phát càng cao thì sẽ có tỷ lệ nợ
công cao hơn so với các quốc gia khác. Kết quả này có phần trái ngược với chiều hướng phân tích mà luận văn đã đề cập trong các phần trước. Đồng thời kết quả này cũng khác với các bằng chứng thực nghiệm của nghiên cứu trước đây như Reinhart và Sbrancia (2011), Guillementte và Strasky (2013), Akitoby và các cộng sự (2014), Hilscher và các cộng sự (2014), Van Bon (2015). Tuy nhiên có thể lập luận kết quả này như là tỷ lệ lạm phát cao có thể đến từ một sự gia tăng trong chi tiêu của tổ chức kinh tế và dân cư, và do đó có thể thấy được thu nhập của các thành phần kinh tế đã được cải thiện. Trong trường hợp này khả năng vay nợ của các quốc gia sẽ gia tăng cho nên làm cho tỷ lệ nợ công của các quốc gia có khuynh hướng gia tăng.
Tăng trưởng dân số được đại diện bởi POPGR thể hiện tác động cùng chiều đến tỷ lệ nợ công của các quốc gia ở mức ý nghĩa thống kê 1% với hệ số hồi quy ở cột (1) và (2) lần lượt là 0.8002 và 1.1404. Điều này cho thấy rằng một sự gia tăng trong tăng trưởng dân số của quốc gia sẽ làm gia tăng tỷ lệ nợ công của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Nói cách khác, các quốc gia có tốc độ tăng trưởng dân số càng cao thì sẽ có tỷ lệ nợ công cao hơn so với các quốc gia khác. Kết quả này có phần phù hợp với chiều hướng phân tích mà luận văn đã đề cập trong các phần trước. Đồng thời kết quả này cũng tương tự như các bằng chứng thực nghiệm của nghiên cứu trước đây như Afflatet (2018). Có thể lập luận kết quả này như là các quốc gia càng có tăng trưởng dân số càng cao thì các quốc gia buộc phải chi tiêu nhiều hơn để đáp ứng lại các nhu cầu của xã hội cũng như các khoản chi đầu tư cơ sở hạ tầng của quốc gia (Chinn và Prasad, 2003; Chen, 2004; Hajek và Hajkova, 2009; Huntington, 2015). Điều này sẽ làm cho cán cân ngân sách của quốc gia gặp nhiều vấn đề, thậm chí có thể thâm hụt và do đó sẽ làm gia tăng tỷ lệ nợ công của các quốc gia.
Tỷ lệ thất nghiệp được đại diện bởi UNEMP thể hiện tác động ngược chiều đến tỷ lệ nợ công của các quốc gia ở mức ý nghĩa thống kê 10% với hệ số hồi quy ở cột (1) và (2) lần lượt là -0.3118 và -0.3862. Điều này cho thấy rằng một sự gia tăng trong tỷ
lệ thất nghiệp của quốc gia sẽ làm giảm tỷ lệ nợ công của các quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Nói cách khác, các quốc gia có tỷ lệ thất nghiệp càng cao thì sẽ có tỷ lệ nợ công thấp hơn so với các quốc gia khác. Kết quả này có phần trái ngược với chiều hướng phân tích mà luận văn đã đề cập trong các phần trước. Đồng thời kết quả này cũng khác với các bằng chứng thực nghiệm của nghiên cứu trước đây như Figlewski và các cộng sự (2006), Fedeli và Forte (2012), Kurecic và Kokotovic (2016), Tarek và Ahmed (2017) và Afflatet (2018). Tuy nhiên có thể lập luận kết quả này như là các quốc gia càng có tỷ lệ thất nghiệp càng cao thì sẽ càng cho thấy phần thu thuế của quốc gia này sẽ suy giảm và sẽ làm giảm khả năng vay nợ của các quốc gia này (Greer và các cộng sự, 2014). Kết quả là tỷ lệ nợ công của các quốc gia sẽ giảm.