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
3.2.2. Kết quả hồi quy khi biến phụ thuộc là Tăng trưởng trung bình
3.2.2.1. Kết quả hồi quy cho toàn mẫu và nhóm nước đang phát triển
Mô hình hồi quy đối với tăng trưởng trung bình có điểm khác với mô hình hối quy đối với biến động tăng trưởng ở chỗ đã loại bỏ biến độ mở thương mại, do tác động của biến này không có ý nghĩa thống kê. Các biến còn lại tác động cụ thể như sau:
Bảng 3.5: Kết quả hồi quy đối với Tăng trưởng trung bình
Biến phụ thuộc: ăng trưởng trung bình - trung bình ba năm tỷ lệ thay đổi hàng năm của GDP thực bình quân đầu người. 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; Khủng 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; Cú sốc TOT - độ lệch chuẩn ba năm của độ mở thương mại nhân với tăng trưởng TOT; Biến động lạm phát – độ lệch chuẩn ba năm của chỉ số giá CPI; hính sách tài kh a - đo lường chính sách tài khóa thuận chu kỳ; Lãi 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) (0.10)
(0.05) - 0.05 0.10
10 nước 7 nước VN
MI ER
(0.20) (0.10) - 0.10 0.20
10 nước 7 nước VN
MI FO
(0.02) - 0.02 0.04 0.06
10 nước 7 nước VN
FO ER
Các biến độc lập
Biến động tăng trưởng
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>42%
- -/ trừ khi IR>100%
-/ trừ khi IR>43%
-/ trừ khi IR>34%
ER +/ trừ khi IR>46%
+/ trừ khi IR>32%
+/ trừ khi IR>30%
+/ trừ khi IR>43,8%
+/ trừ khi IR>32%
+/ trừ khi IR>50%
FO - +/ trừ khi
IR>29%
+/ trừ khi IR>24%
-
Để giảm biến động TN
IR>46% 32%<IR<42% IR>30% IR<100% IR<43% 29%<IR<34
%
IR>43,8% IR>32% IR>50%
Mô hình 2 Mô hình 3
Mô hình 1
Cột (10)(12)(14) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 10 quốc gia Châu Á.
Cột (11)(13)(15) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 7 quốc gia đang phát triển
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.
Các biến độc lập
Tăng trưởng trung bình
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3
(10) (11) (12) (13) (14) (15)
Thu nhập tương đối -0,15155 -0,58445 -0,10356 -0,55372 -0,07418 -0,45262 (-4,94)*** (-2,83)*** (-3,63)*** (-2,76)*** (-2,54)** (-2,23)**
Thu nhập tương đối (2) 0,11249 0,50294 0,06937 0,60746 0,06590 0,36888 (4,58)*** (0,96) (2,83)*** (1,14) (2,63)*** (0,70) Lãi suất Mỹ -0,00162 -0,00095 -0,00163 -0,00096 -0,00125 -0,00090
(-2,51)** (-1,06) (-2,88)*** (-1,13) (-2,06)** (-1,11) Cú sốc TOT -0,00621 -0,00522 -0,00410 -0,00046 -0,00049 -0,00051
(-4,60)*** (-2,29)** (-3,67)*** (-3,13)*** (-6,08)*** (-3,44)***
Biến động lạm phát -0,00078 -0,00142 -0,00033 -0,00091 -0,00052 -0,00104 (-1,73)* (-1,71)* (-0,66) (-2,14)** (-1,18) (-1,18) Chính sách tài khóa -0,00039 0,00034 0,00007 -0,00059 -0,00046 -0,00119
(-0,53) (0,26) (0,11) (-0,43) (-0,86) (-0,86) Khủng hoảng -0,01334 -0,00937 -0,01907 -0,01105 -0,01637 -0,01318
(-3,78)*** (-1,97)** (-6,82)*** (-2,62)*** (-5,48)*** (-2,80)***
Tín dụng tư nhân 0,00007 0,00025 0,00014 0,00046 0,00011 0,00027 (1,45) (2,69)*** (3,24)*** (6,12)*** (2,38)** (2,94)***
Dự trữ (IR) 0,00192 0,20182 -0,06120 0,01971 -0,04171 0,07463 (0,07) (3,63)*** (-1,92)* (0,28) (-1,43) (1,30)
MI -0,02295 0,02347 -0,01931 0,01254
(-2,44)** (1,16) (-2,13)** (0,51)
MIxIR 0,06728 -0,15105 0,06360 -0,12621
(2,92)*** (-2,03)** (2,77)*** (-1,32)
ER 0,04153 0,05636 0,01637 0,04497
(4,74)*** (3,46)*** (2,90)*** (2,65)***
ERxIR -0,07441 -0,10005 -0,02136 -0,11661
(-3,02)*** (-2,01)** (-1,20) (-2,24)**
FO -0,03041 -0,03757 -0,03252 -0,02513
(-2,97)*** (-2,16)** (-4,21)*** (-1,32)
FOxIR 0,01994 0,09403 0,04811 0,07772
(0,68) (1,36) (1,79)* (1,21)
FDI 0,03525 0,00941 0,05550 0,05276 0,02336 0,03877
(2,27)** (0,13) (4,49)*** (0,74) (1,62) (0,52)
FPI -0,04243 -0,13589 -0,03635 -0,07125 -0,02820 -0,05760
(-2,44)** (-2,79)*** (-2,39)** (-1,37) (-1,85)* (-1,14) Dòng vốn khác -0,05163 -0,02642 -0,05119 -0,01546 -0,03304 -0,01161
(-6,33)*** (-2,49)** (-6,40)*** (-1,68)* (-5,19)*** (-1,01)
Nợ ngắn hạn 0,00089 0,00102 0,00079 0,00094 0,00074 0,00110
(7,09)*** (5,63)*** (6,84)*** (5,32)*** (7,16)*** (6,46)***
TDS -0,00006 -0,00067 -0,00030 -0,00153 -0,00066 -0,00144
(-0,28) (-1,13) (-2,03)** (-2,77)*** (-3,27)*** (_2,43)**
Const 0,04516*** 0,01707 0,07803*** 0,1178*** 0,10915*** 0,0899***
Prob > chi2 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Số quan sát 130 91 130 91 130 91
- Thu nhập tương đối so với Mỹ có tác động làm giảm tăng trưởng trung bình, các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê cao cho tất cả các mô hình. Điều này hàm ý rằng những nước đã có thu nhập cao, tốc độ tăng trưởng thu nhập sẽ chậm lại, và phù hợp với lý thuyết về chu kỳ kinh tế. Ngoài ra, bình phương của thu nhập tương đối có tác động làm tăng thu nhập trung bình và chỉ có ý nghĩa thống kê cho mẫu 10 nước. Kết quả này theo Ai enman và cộng sự, có mối quan hệ phi tuyến giữa tăng trưởng và thu nhập tương đối của các quốc gia so với Mỹ.
- Lãi suất Mỹ thay đổi lớn sẽ ảnh hưởng làm giảm tăng trưởng trung bình ở cả ba mô hình. Tuy nhiên khi x t riêng các nước đang phát triển, hệ số hồi quy thể hiện mức tác động nhỏ hơn và không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, một sự gia tăng trong lãi suất Mỹ gây ảnh hưởng bất lợi đối với cả biến động tăng trưởng và tăng trưởng trung bình. Trong đó, biến động tăng trưởng của các nước đang phát triển bị ảnh hưởng nhiều hơn mức tăng trưởng trung bình.
- Cú sốc TOT luôn có tác động làm giảm tăng trưởng trung bình ở cả hai mẫu quan sát, trong khi Độ mở thương mại không tác động có ý nghĩa thống kê nên đã được loại ra khỏi mô hình. Kết quả này hàm ý rằng những biến động trong giá cả hàng hóa thông qua cú sốc TOT sẽ có tác động bất lợi đến tăng trưởng thu nhập thực bình quân đầu người của những quốc gia Châu Á trong mẫu – những quốc gia có nền kinh tế dựa vào xuất khẩu.
- Biến động lạm phát góp phần làm giảm tăng trưởng trung bình ở tất cả các kết hợp chính sách bộ ba, cho cả hai mẫu quan sát. Tuy nhiên hệ số tác động khá nhỏ và chỉ có ý nghĩa thống kê ở một số mô hình. Kết quả này hoàn toàn củng cố thêm cho tác động của lạm phát đến bất ổn tăng trưởng như đã phân tích ở phần trên.
- Chính sách tài khóa đồng chu kỳ tác động làm giảm tăng trưởng trung bình ở hầu hết các mô hình nhưng lại không có ý nghĩa thống kê.
- Khủng hoảng tài chính luôn có tác động làm giảm tăng trưởng trung bình ở tất cả các mô hình, với mức ý nghĩa 1%. Đặc biệt, các hệ số hồi quy cho thấy tác động này luôn thấp hơn đối với mẫu các nước đang phát triển. Kết hợp với mô hình hồi quy biến động tăng trưởng, có thể đi đến kết luận rằng khủng hoảng tác động mạnh hơn tới biến động tăng
trưởng ở các nước đang phát triển nhưng lại tác động yếu hơn tới mức tăng trưởng trung bình ở các quốc gia này.
- Tín dụng tư nhân tác động dương đến tăng trưởng trung bình và hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê ở hầu hết tất cả các mô hình. Kết quả này hàm ý rằng những nước có thị trường tài chính càng phát triển, tăng trưởng trung bình càng cao, phù hợp với những nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm về vai trò của phát triển tài chính.
- ự trữ ngoại hối có tác động tích cực đối với tăng trưởng trung bình ở những nước đang phát triển trong mẫu phụ, đặc biệt khi các nước này lựa chọn kết hợp chính sách tiền tệ độc lập và ổn định tỷ giá. Tuy nhiên đối với toàn bộ mẫu 10 quốc gia, tác động này lại không đồng nhất giữa các mô hình và hầu như không có ý nghĩa thống kê.
- Các nguồn tài trợ bên ngoài: vốn FDI và nợ ngắn hạn đều góp phần gia tăng thu nhập trung bình. Trong khi đó dòng vốn đầu tư gián tiếp ròng (FPI), dòng vốn khác và tổng nợ phải thanh toán (TDS) đồng nhất tác động làm giảm tăng trưởng trung bình, đa số các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê cao.
ác động của các chỉ số MI, ER,FO đến tăng trưởng trung b nh:
- Mức độ độc lập tiền tệ (MI) tác động làm giảm tăng trưởng trung bình ở các quốc gia Châu Á trong mẫu quan sát. Kết quả này tương tự kết quả nghiên cứu của Hsing (2013) cho một số nước đang phát triển. Như vậy có thể kết luận rằng, khi lựa chọn chính sách tiền tệ độc lập, các quốc gia này có thể ổn định được tăng trưởng nhưng phải chấp nhận mức tăng trưởng trung bình thấp hơn. Khi chính sách tiền tệ độc lập được kết hợp với mức độ dự trữ ngoại hối cao có tác động dương đến tăng trưởng trung bình. Trong trường hợp x t riêng các nước đang phát triển, vai trò của độc lập tiền tệ lại trái ngược và hầu như không có ý nghĩa thống kê.
- Mức độ ổn định tỷ giá (ER): tỷ giá hối đoái ổn định có tương quan dương với tăng trưởng trung bình ở cả hai mẫu quan sát, các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này tương tự kết luận của Schnabl và Grau e (2008) rằng ổn định tỷ giá có tác động làm tăng tăng trưởng. Nghiên cứu của Ghosh và cộng sự (1997) cũng tìm thấy mối tương quan dương giữa cơ chế tỷ giá cố định với tốc độ tăng trưởng GDP. Tuy nhiên, biến tương tác giữa ổn định tỷ giá (ER) và dự trữ ngoại hối (IR) có hệ số âm, cho thấy các quốc
gia theo đuổi chế độ tỷ giá ổn định và dự trữ ngoại hối cao có thể chịu mức tăng trưởng trung bình thấp hơn.
- Mức độ tự do hóa tài chính (FO): các quốc gia Châu Á trong mẫu quan sát có mức độ tự do hóa tài chính cao sẽ có mức tăng trưởng trung bình thấp hơn. Kết quả này ủng hộ cho quan điểm của Taylor (1983)32 hay Stiglitz (2000) về những ảnh hưởng bất lợi và rủi ro mà tự do hóa tài chính có thể đem lại. Tuy nhiên, nếu các quốc gia kết hợp tự do hóa tài chính với tỷ lệ dự trữ ngoại hối cao, có thể nâng cao được tăng trưởng trung bình, mặc dù các hệ số hồi quy của biến tương tác hầu như không có ý nghĩa thống kê, nhưng lại phù hợp với ý nghĩa thực tế. Điều đó đã được lý giải trong những nguyên nhân thúc đẩy các quốc gia tăng cường tích lũy dự trữ trong suốt quá trình gia tăng tự do hóa tài chính. Nghiên cứu của Zhang (2003) đối với mẫu quan sát gồm 8 nước Đông Á và Đông Nam Á trong giai đoạn từ năm 1987-1999 cũng đưa ra kết luận rằng phát triển tài chính không thúc đẩy tăng trưởng.
3.2.2.2. ác động của các chính sách bộ ba bất khả thi đến tăng trưởng 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 các hệ số hồi quy của các biến đối với tăng trưởng trung bình.
Bảng 3.6: Kết quả hồi quy đối với Tăng trưởng trung bình (khi có biến giả VN)
Biến phụ thuộc: Tăng trưởng trung bình - trung bình ba năm tỷ lệ thay đổi hàng năm của GDP thực bình quân đầu người. 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; 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; Biến động lạm phát – độ lệch chuẩn ba năm của chỉ số giá CPI; hính sách tài kh a - đo lường chính sách tài khóa thuận chu kỳ; Lãi suất Mỹ - % thay đổi lãi suất thực ở Mỹ. Thời kỳ nghiên cứu từ năm 2000 đến 2012. Các kết quả hồi quy có được từ mẫu quan sát 10 quốc gia Châu Á bằng phương pháp FGLS.
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’)
32Taylor, L. 1983. Structuralist Macroeconomics: Applicable models for the Third World. New York: Basic Books.
Các biến độc lập
Tăng trưởng trung bình
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3
(10) (16) (12) (17) (14) (18)
Thu nhập tương đối -0,15155 -0,14718 -0,10356 -0,12947 -0,07418 -0,14395 (-4,94)*** (-4,75)*** (-3,63)*** (-4,88)*** (-2,54)** (-4,69)***
Thu nhập tương đối (2) 0,11249 0,10497 0,06937 0,09712 0,06590 0,11884 (4,58)*** (4,31)*** (2,83)*** (4,24)*** (2,63)*** (4,74)***
Lãi suất Mỹ -0,00162 -0,00142 -0,00163 -0,00064 -0,00125 -0,00151 (-2,51)** (-2,71)*** (-2,88)*** (-0,89) (-2,06)** (-2,12)**
Cú sốc TOT -0,00621 -0,00615 -0,00410 -0,00433 -0,00049 -0,00711 (-4,60)*** (-3,89)*** (-3,67)*** (-2,58)** (-6,08)*** (-3,96)***
Biến động lạm phát -0,00078 -0,00089 -0,00033 -0,00069 -0,00052 -0,00057 (-1,73)* (-4,13)*** (-0,66) (-2,14)** (-1,18) (-1,75)*
Chính sách tài khóa -0,00039 0,00008 0,00007 -0,00066 -0,00046 -0,00050 (-0,53) (0,12) (0,11) (0,76) (-0,86) (-0,57) Khủng hoảng -0,01334 -0,01602 -0,01907 -0,01608 -0,01637 -0,01659
(-3,78)*** (-6,56)*** (-6,82)*** (-5,42)*** (-5,48)*** (-4,58)***
Tín dụng tư nhân 0,00007 0,00012 0,00014 0,00012 0,00011 0,00004 (1,45) (2,90)*** (3,24)*** (2,99)*** (2,38)** (0,76) Dự trữ (IR) 0,00192 -0,05972 -0,06120 -0,03981 -0,04171 0,04878
(0,07) (-1,92)* (-1,92)* (-1,21) (-1,43) (1,17)
MI -0,02295 -0,04083 -0,01931 -0,03088
(-2,44)** (-3,31)*** (-2,13)** (-2,59)**
MI_VN -0,05599 -0,08924
(-2,24)** (-2,87)***
MIxIR 0,06728 0,10075 0,06360 0,09475
(2,92)*** (4,11)*** (2,77)*** (4,01)***
MIxIR_VN 0,22105 0,40920
(1,62) (2,48)**
ER 0,04153 0,00492 0,01637 0,02162
(4,74)*** (0,45) (2,90)*** (1,95)*
ER_VN 0,10470 -0,05793
(6,42)*** (-1,39)
ERxIR -0,07441 -0,01566 -0,02136 -0,05008
(-3,02)*** (-0,59) (-1,20) (-1,87)*
ERxIR_VN -0,21891 0,40494
(-3,28)*** (2,00)**
FO -0,03041 -0,01459 -0,03252 -0,00857
(-2,97)*** (-1,28) (-4,21)*** (-0,79)
FO_VN 0,18680 0,19543
(5,63)*** (2,72)***
FOxIR 0,01994 -0,01933 0,04811 -0,02667
(0,68) (-0,57) (1,79)* (-0,71)
FOxIR_VN -0,48111 -0,87761
(-3,26)*** (-2,38)**
FDI 0,03525 0,01539 0,05550 0,01566 0,02336 0,01186
(2,27)** (1,18) (4,49)*** (1,02) (1,62) (0,76)
FPI -0,04243 -0,01745 -0,03635 -0,02205 -0,02820 -0,01996
(-2,44)** (-1,22) (-2,39)** (-1,21) (-1,85)* (-1,13) Dòng vốn khác -0,05163 -0,07335 -0,05119 -0,06070 -0,03304 -0,05372
(-6,33)*** (-8,90)*** (-6,40)*** (-6,57)*** (-5,19)*** (-5,41)***
Nợ ngắn hạn 0,00089 0,00118 0,00079 0,00106 0,00074 0,00115
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.
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 tăng trưởng trung bình trong mô hình hồi quy với biến giả Việt Nam (VN).
- Tác động của độc lập tiền tệ (MI): Độc lập tiền tệ gia tăng có tác động làm giảm tăng trưởng trung bình, mức giảm mạnh hơn khi độc lập tiền tệ kết hợp với ổn định tỷ giá (mô hình 1), thể hiện qua các hệ số hồi quy của biến MI tương ứng từ -0,031 đến -0,041 với mức ý nghĩa 1%. Đặc biệt, khi Việt Nam gia tăng mức độ độc lập tiền tệ, tác động này càng mạnh. Điều này cũng phù hợp với nghiên cứu thực nghiệm của Phạm Minh (2013) với một trong những kết quả cho thấy hiệu quả của chính sách tiền tệ đối với sản lượng ở Việt Nam là không rõ ràng và không đáng kể, tăng trưởng kinh tế còn phụ thuộc rất nhiều vào giá trị nội tại. Hệ số hồi quy của biến tương tác MI_VN trong bảng 3.6 đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê cao, góp phần làm giảm thêm tăng trưởng so với trung bình của toàn mẫu theo hệ số -0,056 và -0,089. Tuy nhiên, khi độc lập tiền tệ kết hợp với một sự gia tăng trong dự trữ ngoại hối lại có tác động làm tăng thu nhập, với hệ số tác động từ 0,095 đến 0,101.
Với Việt Nam, hệ số tác động này tăng thêm tới 0,41 và chỉ mang ý nghĩa thống kê trong mô hình 2. Như vậy có thể thấy:
+ 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 MI trong việc làm giảm tăng trưởng trung bình là -0,097;
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và tự do hóa tài chính (mô hình 2), tổng hệ số tác động làm giảm tăng trưởng trung bình của MI là -0,120. Khi độc lập tiền tệ kết hợp với gia tăng dự trữ ngoại hối, tổng hệ số tác động làm tăng tăng trưởng trung bình là
(7,09)*** (10,48)*** (6,84)*** (8,55)*** (7,16)*** (8,71)***
TDS -0,00006 -0,00014 -0,00030 -0,00014 -0,00066 -0,00011
(-0,28) (-0,59) (-2,03)** (-0,79) (-3,27)*** (-0,43) Const 0,04516*** 0,0646*** 0,07803*** 0,0621*** 0,10915*** 0,0369***
Prob > chi2 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Số quan sát 130 130 130 130 130 130
0,504. Kết hợp lại, để tổng tác động của chính sách tiền tệ độc lập có thể thúc đẩy tăng trưởng thì yêu cầu đối với dự trữ ngoại hối là trên 24%GDP.
- Tác động của ổn định tỷ giá (ER): Một sự gia tăng mức độ ổn định tỷ giá sẽ tác động dương đến tăng trưởng trung bình, nhưng biến ER chỉ có ý nghĩa thống kê ở mô hình 3, trong khi biến tương tác ER_VN có ý nghĩa thống kê ở mô hình 1. Ồn định tỷ giá nếu kết hợp với tăng dự trữ ngoại hối có tác động làm giảm tăng trưởng thu nhập, song tác động này lại không đồng nhất giữa mô hình 1 và 3 cho trường hợp Việt Nam. Bảng kết quả cho thấy:
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá (mô hình 1) hệ số tác động của ER trong việc làm tăng tăng trưởng trung bình là 0,105; khi ổn định tỷ giá kết hợp với gia tăng dự trữ hệ số tác động làm giảm tăng trưởng trung bình là -0,219. Kết hợp lại, để ổn định tỷ giá có thể tác động làm tăng tăng trưởng thì yêu cầu đối với dự trữ là dưới 48%GDP;
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính (mô hình 3) thì ER luôn có tác động làm tăng tăng trưởng trung bình, đặc biệt là khi dự trữ ngoại hối gia tăng. Tổng hệ số tác động của biến tương tác ERxIR đối với Việt Nam trong việc làm tăng tăng trưởng trung bình là 0,355.
- Tác động của hội nhập tài chính (FO): Đối với Việt Nam, hội nhập tài chính gia tăng luôn có tác động thúc đẩy tăng trưởng, với các hệ số tác động lần lượt là 0,187 và 0,195 tương ứng ở mô hình 2 và 3. Tuy nhiên, nếu dự trữ ngoại hối tăng theo, tác động này lại trở nên bất lợi, thể hiện qua hệ số của biến tương tác FOxIR ở Việt Nam lần lượt là - 0,481 và -0,878. Kết quả này cho ph p xác định:
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính (mô hình 2), gia tăng hội nhập tài chính sẽ thúc đẩy tăng trưởng với điều kiện dự trữ ngoại hối thấp hơn 39%GDP;
+ 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 thúc đẩy tăng trưởng, với điều kiện dự trữ ngoại hối thấp hơn 23%GDP.