Kết quả hồi quy khi biến phụ thuộc là Thất nghiệp- 123docz.net

VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM

CHƯƠNG 3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

3.2. Kết quả kiểm định tác động của các kết hợp chính sách đến các biến kinh tế vĩ

3.2.5. Kết quả hồi quy khi biến phụ thuộc là Thất nghiệp trung bình

Kết quả hồi quy tác động của các biến độc lập tỷ lệ thất nghiệp trung bình theo mô hình (2.2) cho mẫu 10 quốc gia và cho 7 quốc gia đang phát triển:

Bảng 3.14: Kết quả hồi quy đối với Thất nghiệp trung bình

tổng nợ; TDS – tổng nợ phải thanh toán (%GNI). hu nhập tương đối - thu nhập thực bình quân đầu người so với Mỹ; hu nhập tương đối b nh phương - bình phương biến Thu nhập thương đối; Độ mở thương mại - tổng giá trị xuất và nhập khẩu hàng hóa, dịch vụ chia cho GDP; ú sốc O - độ lệch chuẩn ba năm của độ mở thương mại nhân với tăng trưởng TOT; ạm phát trung b nh – trung bình ba năm chỉ số giá CPI; hính sách tài kh a - đo lường chính sách tài khóa thuận chu kỳ; ín ụng tư nh n - tỷ lệ tổng tín dụng tư nhân/ GDP; ãi suất Mỹ - % thay đổi lãi suất thực ở Mỹ. Thời kỳ nghiên cứu từ năm 2000 đến 2012, phương pháp hồi quy FGLS. Mô hình hồi quy:

Yit = α0 + α1ITit + α2IRit + α3(ITit x IRit) + α4FCi + EFitB + XitГ + Ziф + ɛit (2.2) Cột (37)(39)(41) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 10 quốc gia Châu Á.

Cột (38)(40)(42) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 7 quốc gia đang phát triển -

0.10 0.20 0.30 0.40

10 nước 7 nước VN

MI ER

(0.60) (0.40) (0.20) - 0.20 0.40

10 nước 7 nước VN

MI FO

(2.00) (1.50) (1.00) (0.50) - 0.50 1.00

10 nước 7 nước VN

FO ER

Các biến độc lập

Lạm phát trung bình

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3

Toàn mẫu

Nước đang phát

triển

Việt Nam

Toàn mẫu

Nước đang phát

triển

Việt Nam

Toàn mẫu

Nước đang phát triển

Việt Nam

MI + + +/ trừ khi

IR>58%

ER +/ trừ khi IR>54%

+/ trừ khi IR>34,8%

+ +/ trừ khi

IR>26%

+/ trừ khi IR>23%

+/ trừ khi IR>18%

FO -/ trừ khi

IR>26%

-/ trừ khi IR>32%

+ -/ trừ khi IR>25%

-/ trừ khi IR>29%

-/ trừ khi IR>18%

Để giảm LP trung bình

IR>54% IR>34,8

IR>58% IR<26% IR<32% 23%<IR<29

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3

Các biến độc lập

Thất nghiệp trung bình

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3

(37) (38) (39) (40) (41) (42)

Thu nhập tương đối -1,57393 -29,8356 -4,25145 -16,5886 -2,33499 -38,87511 (-1,64) (-3,47)*** (-3,49)*** (-1,62) (-2,17)** (-3,78)***

Thu nhập tương đối (2) 0,40463 78,99353 1,89077 34,6003 0,54188 92,09178 (0,44) (3,29)*** (1,79)* (1,34) (0,41) (3,42)***

Lãi suất Mỹ -0,14411 -0,13231 -0,19249 -0,18327 -0,09495 -0,13987 (-11,33)*** (-5,56)*** (-11,09)*** (-5,52)*** (-1,82)* (-6,16)***

Cú sốc TOT 0,00437 -0,06576 -0,08066 -0,17079 0,02612 -0,10578 (0,22) (-0,91) (-1,91)* (-1,78)* (0,69) (-1,41) Độ mở thương mại 0,00188 -0,01479 0,00128 0,00191 0,00049 0,00087

(2,09) (-0,65) (1,05) (0,69) (0,38) (0,34) Lạm phát trung bình -0,01072 -0,01221 -0,01891 -0,01116 -0,00898 -0,00962

(-7,23)*** (-4,35)*** (-7,48)*** (-3,14)*** (-3,71)*** (-2,79)***

Chính sách tài khóa -0,08354 -0,12506 -0,06015 -0,07600 -0,08862 -0,10273 (-6,35)*** (-2,85)*** (-2,71)*** (-1,37) (-4,23)*** (-2,11)**

Khủng hoảng -0,40721 -0,24308 -0,05692 -0,14741 0,11503 -0,04821 (-5,85)*** (-1,93)* (-0,61) (-0,84) (1,30) (-0,35) Tín dụng tư nhân -0,01942 -0,01929 -0,02105 -0,02757 -0,01839 -0,01421

(-20,58)*** (-5,15)*** (-11,67)*** (-6,69)*** (-10,92)*** (-3,14)***

Dự trữ (IR) -3,26718 -5,30695 -5,69843 1,30378 -7,16176 -4,97695 (-5,78)*** (-2,97)*** (-5,23)*** (0,56) (-6,94)*** (-2,80)***

MI 0,97006 0,51445 0,94539 1,42146

(5,03)*** (0,71) (2,19)** (1,40)

MIxIR -1,08443 -0,26226 -1,62193 -1,02911

(-1,90)* (-0,10) (-1,64) (-0,31)

ER -2,13305 -2,28824 -2,14189 -3,20659

(-8,61)*** (-3,53)*** (-5,79)*** (-4,09)***

ERxIR 5,03365 5,56493 5,65062 9,49491

(8,66)*** (2,91)*** (5,83)*** (4,01)***

FO 0,46089 4,05667 1,39376 3,65628

(1,01) (4,27)*** (3,61)*** (4,22)***

FOxIR 6,85304 -6,20661 2,72701 -6,33828

(5,93)*** (-2,73)*** (2,33)** (-2,86)***

FDI 0,43568 2,61805 -1,08464 -1,99487 0,14196 -1,79081

(1,10) (0,97) (-1,86)* (-0,54) (0,28) (-0,50)

FPI 0,44294 3,44839 1,78752 2,55412 0,04283 1,13438

(1,27) (2,78)*** (2,72)*** (1,55) (0,07) (0,63) Dòng vốn khác 1,26777 0,80933 0,79558 0,18849 0,95412 -0,14984

(4,71)*** (1,87)* (1,81)* (0,27) (2,89)*** (-0,24) Nợ ngắn hạn -0,00989 0,00534 0,00265 0,01392 -0,00382 0,00981

(-4,49)*** (0,95) (0,55) (1,98)** (-1,02) (1,65)*

TDS 0,02706 0,06034 0,03146 0,04986 0,02393 0,07404

(6,07)*** (2,46)** (3,80)*** (1,80)* (3,53)*** (2,65)***

Const 9,23843 11,3576 9,47076 7,40225 8,37594 10,4006

Prob > chi2 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000

Số quan sát 130 91 130 91 130 91

Nguồn: tổng hợp từ các kết quả hồi quy; các dấu sao thể hiện mức ý nghĩa của mô hình (*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%); các giá trị trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê z. Sai số chuẩn của các mô hình trên đã khắc phục xong các hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi.

- Thu nhập tương đối: trong tất cả các mô hình, các nước có thu nhập tương đối so với Mỹ cao sẽ có tỷ lệ lạm phát thấp hơn, trong khi bình phương của thu nhập tương đối có tương quan dương với tỷ lệ thất nghiệp. Kết quả này mang ý nghĩa thực tiễn cao và phù hợp với các lý thuyết kinh tế về tăng trưởng và việc làm. Khi kinh tế tăng trưởng, thu nhập tăng, số việc làm có thể sẽ tăng theo, góp phần làm giảm tỷ lệ thất nghiệp Mặc dù thống nhất về dấu nhưng các hệ số hồi quy chỉ có ý nghĩa ở một số mô hình.

- Lãi suất Mỹ: theo lập luận của các tác giả Ai enman, Chinn và Ito (2008, 2010), lãi suất Mỹ tăng có thể khiến cho việc thanh toán nợ và lãi vay của một số quốc gia gặp khó khăn. Vì vậy, biến lãi suất Mỹ được luận án đưa vào mô hình với kỳ vọng sẽ có tương quan dương với tỷ lệ thất nghiệp. Tuy nhiên, kết quả thực nghiệm hoàn toàn trái với dự đoán khi tất cả các hệ số hồi quy mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Điều này có thể lý giải là do trong thời kỳ nghiên cứu của luận án, lãi suất Mỹ tăng đồng nghĩa với giai đoạn kinh tế Mỹ tăng trưởng lạc quan, làm gia tăng cầu về hàng hóa xuất khẩu từ các quốc gia Châu Á trong mẫu quan sát, từ đó có tác động tích cực làm tăng việc làm, giảm tỷ lệ thất nghiệp.

- Độ mở thương mại không có tác động rõ ràng đến tỷ lệ thất nghiệp trong khi Cú sốc TOT tác động làm giảm tỷ lệ thất nghiệp ở mô hình 2. Kết quả này phù hợp với những tranh luận về vai trò của tự do hóa thương mại đối với việc làm, như các nghiên cứu thực nghiệm của Ravenga (1994), Levinsohn (1999) Mesquita và Najberg (2000), Lee (2005).

- Lạm phát trung bình tăng có tác động làm giảm tỷ lệ thất nghiệp. Kết quả nghiên cứu hàm ý rằng, việc gia tăng lạm phát có thể giúp các quốc gia giảm tỷ lệ thất nghiệp đúng như mối quan hệ đánh đổi của đường cong Phillips trong kinh tế học vĩ mô. Giá trị các hệ số hồi quy không cao nhưng mức ý nghĩa thống kê đều ở 1%.

- Chính sách tài khóa thuận chu kỳ có tác động giảm lạm phát với mức ý nghĩa thống kê cao ở hầu hết các mô hình. Tác động này có thể dễ dàng lý giải trên thực tế rằng khi chi tiêu của chính phủ tăng trong giai đoạn nền kinh tế tăng trưởng, góp phần làm gia tăng đầu tư, tạo việc làm và giảm tỷ lệ thất nghiệp.

- Khủng hoảng trái với dự đoán về ảnh hưởng của khủng hoảng đến nền kinh tế, đến việc làm, biến giả khủng hoảng lại có tương quan âm với tỷ lệ thất nghiệp trong hầu hết các mô hình, mặc dù chỉ có ý nghĩa thống kê ở mô hình 1. Đây cũng là một khám phá bất ngờ từ kết quả thực nghiệm của luận án. Điều này có thể lý giải là do trong giai đoạn từ năm 2008 – 2012, nhiều quốc gia đã thực hiện các chính sách kích cầu để kích thích nền kinh tế sau khủng hoảng, vì vậy khủng hoảng không gây ảnh hưởng bất lợi đến việc làm. Kết quả này đặc biệt có ý nghĩa khi các quốc gia kết hợp lựa chọn ưu tiên chính sách tiền tệ độc lập và ổn định tỷ giá hối đoái.

- Tín dụng tư nhân và dự trữ ngoại hối có tác động làm giảm tỷ lệ thất nghiệp với mức ý nghĩa thống kê cao ở hầu như tất cả các mô hình.

- Các nguồn tài trợ bên ngoài: trong số các nguồn tài trợ bên ngoài, FPI, dòng vốn khác và tổng nợ phải thanh toán (TDS) tác động làm tăng tỷ lệ thất nghiệp, nợ ngắn hạn không cho thấy tác động thống nhất giữa các mô hình. Riêng vốn FDI không đem lại tác động như kỳ vọng, chỉ ảnh hưởng làm giảm tỷ lệ thất nghiệp với mức ý nghĩa thông kê 10%

ở mô hình 2 khi x t chung 10 quốc gia. Đây cũng là một điểm đáng lưu ý từ kết quả thực nghiệm.

ác động của các chỉ số MI, ER, FO

- Mức độ độc lập tiền tệ (MI): gia tăng mức độ độc lập tiền tệ có thể khiến các quốc gia phải đối phó với tỷ lệ thất nghiệp cao hơn. Các hệ số hồi quy đều cho thấy tương quan dương giữa MI và tỷ lệ thất nghiệp trung bình, mặc dù chỉ có ý nghĩa thống kê đối với mẫu 10 quốc gia. Tương quan này cũng phù hợp với kết luận của các tác giả như Brash (1995), Parkin (2013), khi cho rằng do có những giới hạn nhất định, chính sách tiền tệ không thể giúp làm giảm thất nghiệp; và ngay cả khi NHTW trở nên độc lập hơn, họ sẽ hành động nhằm làm giảm lạm phát, giảm biến động lạm phát, nhưng không ảnh hưởng đến GDP thực hay tỷ lệ thất nghiệp. Hay nghiên cứu của Blanchard và Galí (2010) cũng hàm ý rằng hiệu quả của chính sách tiền tệ còn phụ thuộc vào tính linh hoạt của tiền lương và đặc điểm của thị trường lao động.

- Mức độ ổn định tỷ giá (ER): ổn định tỷ giá là mục tiêu duy nhất có tác động làm giảm tỷ lệ thất nghiệp trong tất cả các mô hình, với mức ý nghĩa thống kê cao, tác động

mạnh hơn ở nhóm các nước đang phát triển. Điều này đã được lý giải qua nhiều nghiên cứu trước đây như của Belke và Kaas (2004), Belke và Gros (2001), Feldmann (2011)… Tỷ giá hối đoái ổn định sẽ giúp giảm rủi ro cho các doanh nghiệp, góp phần ổn định lợi nhuận, khuyến khích đầu tư và tạo thêm việc làm. Tuy nhiên, khi kết hợp với dự trữ ngoại hối cao, vai trò của ổn định tỷ giá lại có thể trở nên bất lợi. Các hệ số hồi quy của biến tương tác giữa ER và IR đều dương và có ý nghĩa thống kê cao, từ đó xác định được ngưỡng dự trữ cần thiết để đảm bảo rằng gia tăng ổn định tỷ giá góp phần làm giảm tỷ lệ thất nghiệp (ngưỡng dự trữ tính được trình bày ở bảng 13.6).

- Mức độ tự do hóa tài chính (FO): các hệ số hồi quy của biến FO đều mang dấu dương cho thấy gia tăng tự do hóa tài chính có thể không đem lại tác động tích cực trong việc giảm tỷ lệ thất nghiệp như kỳ vọng. Davidson (2001), Arestis và Glickman (2002) cũng đã chỉ ra rằng tăng trưởng cao và thất nghiệp thấp có thể bị đe dọa bởi sự bất ổn về tài chính đi kèm với tự do hóa. Tuy nhiên, khi kết hợp FO với dự trữ ngoại hối cao, thất nghiệp có thể giảm đối với mẫu 7 quốc gia đang phát triển (cột 3 và 5), theo đó, ngưỡng dự trữ tối thiểu cần phải đạt được tương ứng là 65% và 58%.

3.2.5.2. ác động của các chính sách bộ ba bất khả thi đến hất nghiệp trung b nh – trường hợp Việt Nam

Kết quả hồi quy mô hình (2.2) khi đưa thêm vào biến tương tác giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi và biến giả Việt Nam cho thấy hầu như không có khác biệt về dấu hệ số hồi quy của các biến đối với thất nghiệp trung bình.

Bảng 3.15: Kết quả hồi quy đối với Thất nghiệp trung bình (khi có biến giả VN)

Biến phụ thuộc: hất nghiệp trung b nh – trung bình ba năm của tỷ lệ thất nghiệp. Các biến độc lập: MI – chỉ số độc lập tiền tệ; ER – chỉ số ổn định tỷ giá; FO – chỉ số tự do hóa tài chính; Dự trữ ngoại hối ( IR) - tỷ lệ dự trữ ngoại hối/GDP; VN – biến giả Việt Nam; hủng hoảng – biến giả khủng hoảng tài chính; FDI – đầu tư trực tiếp thuần/ GDP; FPI – đầu tư gián tiếp thuần/ GDP; Dòng vốn khác – dòng vốn thuần khác/ GDP; Nợ ng n hạn – tỷ lệ nợ ngắn hạn/ tổng nợ; TDS – tổng nợ phải thanh toán (%GNI). hu nhập tương đối - thu nhập thực bình quân đầu người so với Mỹ; Thu nhập tương đối b nh phương - bình phương biến Thu nhập thương đối; Độ mở thương mại - tổng giá trị xuất và nhập khẩu hàng hóa, dịch vụ chia cho GDP; ú sốc O - độ lệch chuẩn ba năm của độ mở thương mại nhân với tăng trưởng TOT; ạm phát trung b nh – trung bình ba năm chỉ số giá CPI; hính sách tài kh a - đo lường chính sách tài khóa thuận chu kỳ; ín ụng tư nh n - tỷ lệ tổng tín dụng tư nhân/ GDP; ãi suất Mỹ - % thay đổi lãi suất thực ở Mỹ. Thời kỳ nghiên cứu từ năm 2000 đến 2012. Mô hình hồi quy:

Yit = α0 + α1ITit + α2IRit + α’2IRitxVN + α3(ITit x IRit) + α’3(ITit x IRit xVN)+ α4FCi + EFitB + XitГ + Ziф + ɛit (2.2’) Các kết quả hồi quy có được từ mẫu quan sát 10 quốc gia Châu Á bằng phương pháp FGLS.

Các biến độc lập

Thất nghiệp trung bình

Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3

(37) (43) (39) (44) (41) (45)

Thu nhập tương đối -1,57393 -1,34489 -4,25145 -5,00225 -2,33499 -0,77846 (-1,64) (-1,38) (-3,49)*** (-3,81)*** (-2,17)** (-0,62) Thu nhập tương đối (2) 0,40463 0,58574 1,89077 2,01813 0,54188 -1,57383

(0,44) (0,66) (1,79)* (1,76)* (0,41) (-1,41) Lãi suất Mỹ -0,14411 -0,12505 -0,19249 -0,21478 -0,09495 -0,20787

(-11,33)*** (-6,82)*** (-11,09)*** (-9,81)*** (-1,82)* (-8,64)***

Cú sốc TOT 0,00437 0,01427 -0,08066 -0,10044 0,02612 -0,02798 (0,22) (0,71) (-1,91)* (-1,92)* (0,69) (-0,55) Độ mở thương mại 0,00188 0,00306 0,00128 0,00263 0,00049 0,00024

(2,09) (3,61)*** (1,05) (1,78)* (0,38) (0,18) Lạm phát trung bình -0,01072 -0,02118 -0,01891 -0,01282 -0,00898 -0,01729

(-7,23)*** (-1,19) (-7,48)*** (-4,03)*** (-3,71)*** (-7,46)***

Chính sách tài khóa -0,08354 -0,10341 -0,06015 -0,05913 -0,08862 -0,05023 (-6,35)*** (-6,36)*** (-2,71)*** (-2,23)** (-4,23)*** (-1,85)*

Khủng hoảng -0,40721 -0,52758 -0,05692 -0,12924 0,11503 -0,14845 (-5,85)*** (-6,30)*** (-0,61) (-1,05) (1,30) (-1,19) Tín dụng tư nhân -0,01942 -0,02008 -0,02105 -0,02082 0,01839 -0,01684

(-20,58)*** (-14,78)*** (-11,67)*** (-10,47)*** (-10,92)*** (-9,24)***

Dự trữ (IR) -3,26718 -4,36634 -5,69843 -6,71024 -7,16176 -11,4338 (-5,78)*** (-6,91)*** (-5,23)*** (-4,94)*** (-6,94)*** (-8,46)***

MI 0,97006 0,21792 0,94539 0,90787

(5,03)*** (0,86) (2,19)** (1,77)*

MI_VN 3,21111 2,22141

(2,73)*** (1,51)

MIxIR -1,08443 0,43538 -1,62193 -2,15613

(-1,90)* (0,67) (-1,64) (-2,03)**

MIxIR_VN -7,77627 -4,92716

(-1,21) (-0,63)

ER -2,13305 -2,32224 -2,14189 -3,19423

(-8,61)*** (-6,80)*** (-5,79)*** (-6,49)***

ER_VN -2,02989 4,04779

(-2,52)** (3,94)***

ERxIR 5,03365 4,68562 5,65062 7,84933

(8,66)*** (5,32)*** (5,83)*** (6,43)***

ERxIR_VN 6,20661 -3,66658

(2,09)** (-0,70)

FO 0,46089 0,93989 1,39376 1,96481

(1,01) (1,96)* (3,61)*** (3,81)***

FO_VN -5,46735 -5,25852

(-3,19)*** (-2,78)***

FOxIR 6,85304 7,71155 2,72701 4,75282

(5,93)*** (5,45)*** (2,33)** (3,20)***

FOxIR_VN 14,30548 6,35678

(1,98)** (0,64)

FDI 0,43568 -0,14533 -1,08464 -0,80261 0,14196 0,52871

(1,10) (-0,32) (-1,86)* (-1,26) (0,28) (0,73)

FPI 0,44294 0,60606 1,78752 1,57322 0,04283 2,09074

(1,27) (1,09) (2,72)*** (2,11)** (0,07) (2,54)**

Dòng vốn khác 1,26777 0,81557 0,79558 0,95436 0,95412 0,05575

Các biến kiểm soát trong mô hình hồi quy với biến giả Việt Nam đều tương đồng về dấu của hệ số hồi quy so với mô hình hồi quy cho toàn mẫu. Ở phần này, luận án chỉ tập trung phân tích tác động của các chỉ số bộ ba bất khả thi đến thất nghiệp trung bình trong mô hình hồi quy với biến giả Việt Nam (VN).

- Tác động của độc lập tiền tệ (MI): hệ số hồi quy của biến tương tác MI_VN chỉ có ý nghĩa thống kê ở mô hình 1 (kết hợp giữa độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá), cho thấy nếu Việt Nam gia tăng mức độ độc lập tiền tệ có thể ảnh hưởng làm tăng tỷ lệ thất nghiệp. Tác động này được bù trừ nếu Việt Nam có dự trữ ngoại hối lớn, bởi hệ số hồi quy của biến tương tác với dự trữ ngoại hối mang dấu âm (tuy nhiên lại không có ý nghĩa thống kê). Như vậy, bảng kết quả cho thấy:

+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá (mô hình 1), gia tăng MI sẽ làm tăng tỷ lệ thất nghiệp trung bình theo hệ số 3,211;

+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và tự do hóa tài chính (mô hình 2), tác động của MI đối với tỷ lệ thất nghiệp trung bình theo hệ số chung là 0,908. Khi độc lập tiền tệ kết hợp với gia tăng dự trữ ngoại hối sẽ làm giảm tỷ lệ thất nghiệp trung bình theo hệ số chung là -2,156. Vì vậy, để có thể giảm tỷ lệ thất nghiệp thì dự trữ ngoại hối trong trường hợp này phải đạt trên 42%.

- Tác động của ổn định tỷ giá (ER): trong các mô hình hồi quy, một sự gia tăng mức độ ổn định tỷ giá đều làm giảm tỷ lệ thất nghiệp trung bình, với hệ số tác động từ -2,133 đến -3,194 ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Khi Việt Nam tăng ổn định tỷ giá, hệ số tác động tổng cộng sẽ là -4,352 ở mô hình 1 và +0,854 ở mô hình 3. Nhưng nếu ổn định tỷ giá kết hợp với

(4,71)*** (2,60)*** (1,81)* (1,87)* (2,89)*** (0,12) Nợ ngắn hạn -0,00989 -0,01468 0,00265 0,00055 -0,00382 -0,00738

(-4,49)*** (-5,99)*** (0,55) (0,10) (-1,02) (-1,84)*

TDS 0,02706 0,02229 0,03146 0,03799 0,02393 0,01789

(6,07)*** (4,25)*** (3,80)*** (4,08)*** (3,53)*** (1,81)*

Const 9,23843 8,83797 9,47076 8,87661 8,37594 10,78453

Prob > chi2 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000

Số quan sát 130 130 130 130 130 130

gia tăng dự trữ ngoại hối, sẽ có tác động làm tăng tỷ lệ thất nghiệp trung bình ở cả hai mô hình, tác động này với Việt Nam mạnh hơn trong mô hình 1 và có thể yếu hơn trong mô hình 3. Như vậy:

+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá (mô hình 1), tổng hệ số tác động của ER trong việc làm giảm tỷ lệ thất nghiệp trung bình là -4,352. Khi ổn định tỷ giá kết hợp với gia tăng dự trữ sẽ làm tăng lạm phát trung bình theo hệ số 10,892. Để tác động xảy ra theo chiều hướng làm giảm tỷ lệ thất nghiệp thì yêu cầu về dự trữ trong trường hợp này là phải nhỏ hơn 40%;

+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính (mô hình 3), tổng hệ số tác động của ER đối với tỷ lệ thất nghiệp trung bình là 0,854. Khi ổn định tỷ giá kết hợp với gia tăng dự trữ, tác động làm tăng thất nghiệp trung bình theo hệ số chung là 7,849.

Vì vậy, nếu Việt Nam ưu tiên lựa chọn các mục tiêu chính sách theo mô hình 3, thì ổn định tỷ giá có thể sẽ không giúp làm giảm tỷ lệ thất nghiệp như xu hướng tác động chung.

- Tác động của hội nhập tài chính (FO): hội nhập tài chính gia tăng góp phần làm tăng tỷ lệ lạm phát trung bình ở các quốc gia trong mẫu quan sát. Trong khi đó biến tương tác FO_VN có tác động làm giảm tỷ lệ thất nghiệp ở cả mô hình 2 và 3. Khi hội nhập tài chính đi kèm với gia tăng dự trữ ngoại hối sẽ có tác động làm tăng tỷ lệ thất nghiệp, ảnh hưởng này mạnh hơn cho trường hợp Việt Nam. Tính toán từ bảng kết quả cho thấy:

+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính (mô hình 2), tổng hệ số tác động của hội nhập tài chính đến tỷ lệ thất nghiệp trung bình theo hướng làm giảm với hệ số -4,527; tổng hệ số tác động của biến tương tác giữa hội nhập tài chính và dự trữ ngoại hối theo hướng làm tăng tỷ lệ thất nghiệp là 22,017. Do đó, để có thể giảm tỷ lệ thất nghiệp trung bình, yêu cầu đối với dự trữ ngoại hối của Việt Nam là dưới 20,6%.

+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính (mô hình 3), hội nhập tài chính tăng sẽ làm giảm tỷ lệ thất nghiệp trung bình với tổng hệ số -3,294. Nếu kết hợp hội nhập tài chính với gia tăng dự trữ, tác động làm tăng tỷ lệ thất nghiệp theo hệ số chung là 4,753. Để hội nhập tài chính có thể góp phần làm giảm tỷ lệ thất nghiệp, dự trữ ngoại hối không được vượt quá 69%GDP.

Kết quả hồi quy khi biến phụ thuộc là Thất nghiệp trung bình

Các ước lượng cơ bản

Vai trò của chi tiêu chính phủ