Mối quan hệ giữa độ bất ổn tăng trưởng với độ mở tài chính ở Việt Nam Luận văn thạc sĩ

L i cam đoan

M c l c

Danh m c các b ng bi u

Danh m c các hình v , đ th

Ch ng 1: Gi i thi u ……… 1

Ch ng 2: T ng quan lý thuy t và các nghiên c u th c nghi m……….… 4

2.1 T ng quan m t s lý thuy t……… … …………4

2.2 Các nghiên c u th c nghi m……….……… ……… 8

Ch ng γ: Ph ng pháp nghiên c u ……….………15

3.1 D li u và cách xác đ nh các bi n……… ……… 15

γ.2 Ph ng pháp nghiên c u……….……….………23

Ch ng 4: K t qu nghiên c u và th o lu n ………30

4.1 Th ng kê mô t ……….γ0 4.2 K t qu mô hình h i quy……….……….31

4.3 K t qu ki m đ nh ……….……… 34

4.4 i u ch nh mô hình …… ……….………47

4.5 Ki m đ nh tính b n v ng c a mô hình …… ………50

4.6 Th o lu n v k t qu nghiên c u……….………52

Ch ng 5: K t lu n ……….……….58 Danh m c tài li u tham kh o

Ph l c

Hình 2.1 Tác đ ng thu n âm c a đ m th ng m i đ i v i đ b t n t ng tr ng

d a theo Cavallo (2007) ……… ……… 6

Hình 2.2 M i quan h d ng gi a đ m th ng m i và đ b t n t ng tr ng theo Kose và c ng s (2005)……… ……….………… ……… 6

Hình γ.1 th d li u KAOPEN Vi t Nam c a Chinn và Ito……… 18

Hình γ.2 th d li u KAOPEN (quý) tr c và sau chu n hóa ……… 20

Hình 4.1 th ph n d mô hình h i quy……… ……… 37

Hình 4.2 th phân tán ph n d ……… ……… 38

Hình 4.γ: th đ b t n t ng tr ng giai đo n 2000-2012 (theo quý) ……… 57

B ng 3.2 Th ng kê v ch s KAOPEN c a Chinn và Ito (201γ) ……… 19

B ng 4.1 Th ng kê mô t c a bi n ph thu c và các bi n gi i thích chính trong mô hình ……….γ0 B ng 4.2 K t qu h i quy trên Eviews c a ph ng trình h i quy g c……… 31

B ng 4.3 K t qu h i quy t ng h p t ph ng trình h i quy g c……… 32

B ng 4.4 K t qu h i quy ph c a các bi n TOPEN và KAOPEN……… 35

B ng 4.5 B ng h s t ng quan gi a các bi n trong mô hình……… 36

B ng 4.6 K t qu ki m đ nh Correlagram……… ……… 39

B ng 4.7 Ki m đ nh White……… ……… 40

B ng 4.8 Mô hình h i quy ph h tr ki m đ nh Breusch-Pagan………… …….40

B ng 4.9 Th ng kê mô t c a chu i ph n d mô hình h i quy g c……… 41

B ng 4.10 Ma tr n h s t ng quan và hi p ph ng sai (rút g n) gi a sai s và các bi n còn l i … ………42

B ng 4.11 Ma tr n hi p ph ng sai gi a sai s và các bi n còn l i ……….4γ B ng 4.12 Ma hi p h s t ng quan gi a sai s và các bi n còn l i ……… 44

B ng 4.13 Ki m đ nh Ramsey RESET v i d ng b c hai bi n ph thu c………… 45

B ng 4.14 Ki m đ nh Ramsey RESET v i d ng b c 2 và 3 c a bi n ph thu c… 46 B ng 4.15 K t qu ki m đ nh Ramsey RESET cho các mô hình ph ………… 48

B ng 4.16 K t qu h i quy mô hình g c sau đi u ch nh……… 49

B ng 4.18 K t qu h i quy ph ng trình g c sau khi thay đ i cách xác đ nh bi n

B ng 4.19 K t qu h i quy bi n ph thu c theo 02 bi n gi i thích chính ………52

B ng 4.20 Ch s đa d ng hóa s n xu t Vi t Nam và m t s qu c gia t ch c

2000-2010 ……… 54

B ng 4.21 M t khía c nh v v th đ u t qu c t c a Vi t Nam v i c c u tài s n

và n trong danh m c đ u t ……… 56

Ch ng 1: Gi i thi u

1.1 V n đ nghiên c u

Xu th m c a h i nh p kinh t qu c t v n đang là xu th phát tri n c a nhi u

n c trên th gi i Vi t Nam c ng không n m ngoài xu th này, b ng vi c thông qua i h i ng l n VI (1986) n c ta c ng đã t ng b c m c a n n kinh t ra

th gi i Trong th i gian qua, Vi t Nam đã xây d ng m i quan h h u ngh , h p tác phát tri n v i nhi u qu c gia và vùng lãnh th trên th gi i Ngoài ra, n c ta còn

t o d ng m i quan h c ng nh tham gia vào các t ch c tài chính ti n t , n i b t trong đó ph i k đ n vi c Vi t Nam tr thành thành viên c a Hi p h i các Qu c gia ông Nam Á (ASEAN), hay đ c bi t là s ki n tr thành thành viên th 150 c a T

ch c Th ng m i Th gi i (WTO) vào n m 2006 Nh ng s ki n tr ng đ i trên đã đánh d u m t b c ti n l n trong ti n trình h i nh p qu c t c a kinh t Vi t Nam, qua đó ho t đ ng th ng m i c a n c ta đ c t do h n trong quan h v i các

n c khác trong khu v c c ng nh trong t ch c

H i nh p sâu r ng vào n n kinh t th gi i s t o đi u ki n thúc đ y ho t đ ng kinh

t trong n c c ng nh m r ng ho t đ ng xu t kh u h n, qua đó góp ph n phát tri n t ng th n n kinh t Nh ng l i ích này có th đ c nh n th y qua s phát tri n c a Vi t Nam trong th i gian k t khi h i nh p Tuy nhiên, không th ph

nh n nh ng thách th c mà n n kinh t ph i đ i m t khi ti n hành m c a n n kinh

t , đó là s c nh tranh quy t li t h n đ n t các doanh nghi p n c ngoài

Nh ng không ch có v y, vi c m c a th ng kèm theo đó là nh ng tác đ ng gia

t ng b t n kinh t v mô, trong s đó ph i k đ n đ b t n t ng tr ng b t n

t ng tr ng th hi n m c đ n đ nh c a s phát tri n kinh t hi n t i c a m t qu c gia, nó th hi n r ng s t ng tr ng hi n t i có mang tính b n v ng hay không S phát tri n b n v ng c a n n kinh t m i có th đ m b o n n kinh t s đi lên trong

m t th i gian t ng đ i dài, và ít ch u nh ng h l y khi n n kinh t không t ng

tr ng Nh v y, v n đ r ng Vi t Nam vi c m c a có hay không có tác đ ng

đ n đ b t n t ng tr ng, và r ng tác đ ng này (n u có) là mang tính tích c c hay tiêu c c

1.2 Tính c p thi t c a đ tài

Th c t đã ch ra r ng n n kinh t n c ta t sau khi m c a đã có s phát tri n đáng k , tuy v y, li u r ng có ti m n nh ng nguy c b t n v mô t s phát tri n

đó hay không c ng là v n đ đáng quan tâm

Trên th gi i hi n nay, c ng có m t s nghiên c u v v n đ này, n i b t trong đó là Calderon and Schmidt-Hebbel (2008) nghiên c u s l ng qu c gia m u lên đ n 82

n c trong th i kì m u γ0 n m (1975-2005) Tuy v y bài nghiên c u c a Calderon and Schmidt-Hebbel (2008) c ng nh nhi u bài khác đ u ch a thu th p d li u c a

Vi t Nam, m t ph n do th i gian h i nh p c a n c ta ch a th c s lâu đ th c

hi n mô hình Do đó, m i quan h gi a các đ m và đ b t n t ng tr ng Vi t Nam là v n đ mang tính th c nghi m và có th đ c xem xét nghiên c u

Dù còn nhi u thi u sót, nh ng đ tài “ε i quan h gi a đ b t n t ng tr ng v i

đ m th ng m i và đ m tài chính Vi t Nam” này có th cung c p m t b ng

ch ng th c nghi m v m i quan h gi a đ m n n kinh t và đ b t n t ng

tr ng, t đó có th đ a ra nh ng ki n ngh liên quan đ n v n đ này

Ph m vi c a bài nghiên c u là các bi n kinh t c a Vi t Nam v i giá tr có th thu

th p liên t c trong m t th i kì gi ng nhau, c th là th i kì m u 2000Q1 đ n 2012Q4

1.7 K t c u c a đ tài

Bài nghiên c u đ c trình bày thành 05 ch ng, ch ng 1 gi i thi u v n đ nghiên

c u, ch ng 2 trình bày t ng quan lý thuy t và th c nghi m các v n đ liên quan,

ch ng γ mô t d li u và đ a ra ph ng pháp nghiên c u, ch ng 4 trình bày k t

qu thu đ c và ch ng 5 là k t lu n

Ch ng 2: T ng quan lý thuy t và các nghiên c u th c nghi m

V i m t m c đ b t n nh t đ nh thì giá tr t ng tr ng s dao đ ng theo m t trong hai h ng là (1) t ng tr ng cao h n ho c (2) t ng tr ng th p đi Khi đ b t n này gia t ng, có ngh a là m c đ bi n đ ng c a t ng tr ng GDP trong m t ph m vi

th i gian c ng l n h n, khi đó m c đ gia t ng ho c làm gi m t c đ t ng tr ng

c ng l n h n N u m c đ gia t ng l n thì n n kinh t đ t t c đ t ng tr ng

“nóng”, t t nhiên là không th duy trì t c đ này lâu dài ch a k h l y liên quan

nh l m phát cao Còn n u m c đ gi m quá nhi u thì có kh n ng t ng tr ng s

b âm t c n n kinh t b suy thoái, c ng d n đ n nh ng h l y v nhi u ph ng di n trong xã h i

m tài chính (Financial Openness) là m c đ h i nh p c a m t qu c gia vào

th tr ng tài chính qu c t

m tài chính càng cao thì các quy đ nh h n ch dòng v n vào và ra n n kinh t

c ng ít đi, và do đó các dòng v n này ra và vào n n kinh t t do h n

2.1.2 M i quan h gi a đ b t n t ng tr ng và các đ m

V m t lý thuy t, tác đ ng c a các đ m đ i v i đ b t n t ng tr ng có th xem xét d i các khía c nh chia s r i ro và s chuyên môn hóa s n xu t d a theo Kalemli-Ozcan và c ng s (2003) V i qu c gia có đ m cao thì kh n ng chia s

r i ro c ng t t h n, qua đó l m gi m đ c b t n t ng tr ng Tuy v y, theo Kalemli-Ozcan và c ng s (2003) thì chia s r i ro và phân hóa s n xu t có m i quan h d ng v i nhau, ngh a là kh n ng chia s r i ro t t h n s d n đ n s chuyên môn hóa s n xu t d a theo l i th so sánh, d n đ n n n kinh t d t n

t ng tr ng b ng cách đa d ng hóa đ i tác th ng m i ho c đa d ng hóa r s n

ph m xu t kh u i u này giúp h n ch đ c r i ro t s ph thu c vào m t s m t hàng xu t kh u ch y u ho c m t s đ i tác

Hình 2.1 Tác đ ng thu n âm c a đ m th ng m i đ i v i đ b t n t ng

tr ng d a theo Cavallo (2007)

M t khác, đ m th ng m i làm gia t ng đ b t n t ng tr ng Vi c m c a

th ng m i không ch thúc đ y ho t đ ng s n xu t và xu t kh u mà nó còn t o s chuyên môn hóa ngày càng l n trong n n kinh t , đó là các hàng hóa có l i th so sánh s đ c t p trung s n xu t nhi u h n i u này d n đ n tính b t n c a các ngành có hàng hóa xu t kh u c ng l n h n và càng d t n th ng h n b i không

ch ph i đ i m t v i r i ro t các cú s c bên trong mà còn c các cú s c bên ngoài

Hai tác đ ng trên có th nói là t n t i cùng nhau nh ng tác đ ng nào có th l n át

đ c thì tùy thu c vào t ng qu c gia c th N u tác đ ng âm (đ m th ng m i làm gi m đ b t n t ng tr ng) l n át đ c tác đ ng d ng thì tác đ ng thu n s mang d u âm (nh hình 2.1), ng c l i s mang d u d ng (nh hình 2.2), ho c n u

c hai tác đ ng không tr i h n l n nhau thì lúc này có th xem đ m th ng m i không có tác đ ng đáng k đ n đ b t n t ng tr ng

Tác đ ng thu n c a đ m tài chính đ i v i đ b t n t ng tr ng s mang d u

d ng, ho c d u âm, ho c tác đ ng không đáng k c ng tùy thu c vào vi c tác đ ng nào có th l n át đ c Các tác đ ng này c ng thay đ i qua các qu c gia tùy thu c vào đ c tr ng c a các qu c gia đó

Có nh ng tranh lu n ch ra r ng vi c m c a th ng m i s giúp các qu c gia có

kh n ng đa d ng hóa nh m h n ch tác đ ng t các cú s c đ c tr ng c a t ng lo i hàng hóa ho c t ng đ i tác th ng m i riêng bi t Theo đó, n l c đa d ng hóa hàng hóa xu t kh u (thông qua đa d ng hóa c u trúc s n xu t) và đa d ng hóa đ i tác

th ng m i s cho phép đ m th ng m i ho t đ ng nh là cái đ m làm gi m tác

đ ng c a các cú s c c trong và ngoài qu c gia

Cavallo (2007) nghiên c u m u 77 qu c gia trong giai đo n 1960-2000 nh m đánh giá xem li u m c a th ng m i có làm gi m đ b t n t ng tr ng hay không và

li u t n th t ti m n ng do r i ro v t giá th ng m i (terms of trade) có làm suy

y u vai trò n đ nh hóa c a đ m th ng m i hay không K t qu cho th y vai trò

n đ nh hóa áp đ o đ c hi u ng gia t ng đ b t n, c th t i m t qu c gia t l giao d ch th ng m i trên GDP t ng 25% s d n đ n s s t gi m 40% trong đ l ch chu n c a t ng tr ng s n l ng

Nghiên c u c a Rose (2002) ch ra nh ng qu c gia có đ m càng cao thì càng ít

ph i đ i m t v i nguy c v n t nh ng kho n n qu c t

Ngoài ra, Martin and Rey (2006) cho th y nh ng qu c gia th tr ng m i n i s có

xu h ng g p ph i kh ng ho ng tài chính n u có m c a tài chính nh ng l i h n

ch m c a th ng m i

Tuy nhiên, v n có nh ng tranh lu n cho r ng đ m th ng m i cao s làm gia t ng

t n th t cho qu c gia t nh ng r i ro bên ngoài Theo đó, vi c m c a th ng m i

s d n đ n nh ng m u hình chuyên môn hóa h n v s n ph m, và n u chu kì kinh doanh ch y u b nh h ng các cú s c bên ngoài ngành thì đ b t n t ng tr ng

c ng gia t ng theo C th , qu c gia chuyên môn hóa v xu t kh u s n ph m s ch

m i c a chính qu c gia này, nh ng s suy gi m th ng m i v sau s càng làm t n

th ng nhi u h n các qu c gia khác Tuy nhiên, k t qu t 162 qu c gia giai đo n 1970-2002 l i cho th y qu c gia v i đ m l n h n l i ít g p nguy c đ i m t v i

s ng ng tr đ t ng t c ng nh kh ng ho ng ti n t C th , c gia t ng t l

th ng m i trên GDP 10% thì xác su t g p s ng ng tr đ t ng t gi m 40%

Buch và c ng s (2009) nghiên c u các công ty c đánh giá m i quan h gi a

đ m xu t kh u và đ b t n V lý thuy t, h xem xét tác đ ng theo hai h ng (1)

n u cung và c u các y u t s n xu t có đ co giãn cao thì các doanh nghi p xu t

kh u s g p t n th t nhi u h n v i các cú s c trong và ngoài n c c ng nh ph n

ng nhi u h n v i các cú s c ngo i sinh so v i các doanh nghi p thu n n i đ a, kéo theo làm đ b t n gia t ng, và (2) m i t ng quan không hoàn toàn c a các cú s c bên trong và bên ngoài qu c gia có th làm gi m đ b t n v i nh ng doanh nghi p

có ngo i th ng K t qu th c nghi m l i ch ra ph ng sai c a doanh s c a công

ty có ngo i th ng l i nh h n so v i doanh nghi p không ngo i th ng, và hi u

ng c a quy mô xu t kh u đ i v i đ b t n là âm (đ c gi i thích là do hi u ng

đa d ng hóa xu t phát t t ng quan th p c a các cú s c trong và ngoài n c)

Di Giovanni và Levchenko (2008) l i cho r ng m i quan h gi a đ m th ng m i

và đ b t n v mô s d ch a rõ ràng là do hi u nh m v c ch ho t đ ng đ ng sau

m i t ng quan gi a các bi n s Theo bài nghiên c u, đ m th ng m i tác đ ng

đ n đ b t n qua ba kênh khác nhau g m (1) gia t ng m c t n th t v i các cú s c bên ngoài, (2) thay đ i m u hình đ ng di chuy n c a các khu v c ngo i th ng v i

ph n còn l i c a n n kinh t , và (γ) cho phép đa d ng hóa s n ph m theo t ng khu

v c Kênh (1) s tr c ti p gia t ng đ b t n trong khi kênh (2) có xu h ng làm

gi m dao đ ng đ b t n, kênh (3) s làm gi m đ b t n khi s đa d ng hóa x y ra Nghiên c u th c nghi m đ c th c hi n trên m u các công ty thu c 28 khu v c s n

xu t t 61 qu c gia trong giai đo n 1963-2003 nh m ki m tra tác đ ng thông qua các kênh trên K t qu theo t ng kênh cho th y v i kênh (1) thì m c a th ng m i làm gia t ng đ b t n, v i kênh (2) đ m cao có xu h ng làm gi m s t ng quan gi a khu v c ngo i th ng v i ph n còn l i c a n n kinh t , và v i kênh (3) là

đ m cao s d n đ n s chuyên môn cao h n v s n xu t Nh v y, tác đ ng c a

đ m th ng m i đ i v i đ b t n t ng tr ng qua t ng kênh là không gi ng nhau, v i kênh (1) và (γ) làm t ng đ b t n còn kênh (2) thì l i gi m Tác đ ng

t ng h p thu đ c t ba kênh theo bài nghiên c u là quan h d ng, c th khi đ

m th ng m i gia t ng 60% thì đ b t n tính theo các khu v c có giao th ng s

t ng 17.γ%

Calderon và Schmidt-Hebbel (2008) nghiên c u m u 82 qu c gia giai đo n

1975-2005 đã đ a ra m t đ c đi m qu c gia tác đ ng đ n m i quan h gi a đ m th ng

m i và đ b t n t ng tr ng ó là n u qu c gia có m c đ chuyên môn s n xu t

V i vi c m c a tài chính, các qu c gia đang phát tri n v i l ng v n gi i h n có

c h i đ ti p c n đ c các công c tài chính ti n b c ng nh l ng v n d i dào t các n c phát tri n h n T đó, các qu c gia này có th thi t l p c u trúc s n xu t

đa d ng h n và qu n tr r i ro t t h n K t qu v n đ m b o t ng tr ng v i m c dao đ ng t ng tr ng n đ nh h n

Kose và c ng s (2003) dùng m u 76 n c công nghi p và đang phát tri n trong giai đo n 1960-1999 nh m ki m đ nh hi u ng c a đ m tài chính đ i v i đ b t

n v mô K t qu là so v i th p niên tr c đó thì trong nh ng n m 1990 tính b t n

c a m c t ng s n l ng đã gi m và t l đ bi n đ ng trong t ng tr ng tiêu dùng trên đ bi n đ ng trong t ng tr ng thu nh p đã gia t ng đ i v i các qu c gia có đ

Tuy nhiên, vi c m c a v tài chính d n t i h l y gia t ng và tài tr cho các m u hình chuyên môn hóa s n xu t d a theo l i th so sánh, làm gia t ng tính d t n

th ng đ i v i các cú s c đ c tr ng trong ngành chuyên môn hóa đó, và v i m c đ

h i nh p càng cao thì càng d lan truy n nh ng đi u này t qu c gia này sang qu c gia khác

Chính nh ng tác đ ng trái ng c xu t phát t lý thuy t đã khi n v n đ này tr nên mang tính th c nghi m và m t s bài nghiên c u v sau đã c g ng gi i thích cho các k t qu này d a theo nh ng đi u ki n mà h nghiên c u

Calderon và Schmidt-Hebbel (2008) đã ch ra các qu c gia có t l n trên tài s n

th p (thiên v tài s n) thì đ m tài chính có xu h ng n đ nh đ c đ b t n t ng

tr ng

Rose và Spiegel (2009) dùng cách ti p c n v m t đ a lý làm trung gian cho quan h

gi a đ m tài chính và đ b t n chu k kinh doanh Theo đó, các qu c gia g n trung tâm tài chính l n có m c đ h i nh p l n h n, và các qu c gia g n các trung tâm tài chính l n th ng có đ b t n chu k kinh doanh th p h n ó là m t k t

lu n gián ti p cho r ng đ m tài chính và đ b t n chu k kinh doanh có m i quan

h ngh ch bi n V m t đ nh l ng, khi kho ng cách tài chính (financial remoteness) gia t ng 1 đ n v sai s chu n (hàm ý m t m c đ m c a tài chính

th p h n) thì đ b t n tiêu dùng gia t ng t ng đ ng kho ng 15%

Buch và c ng s (2002) dùng mô hình cân b ng t ng th ng u nhiên đ ng và ch ra

m i quan h gi a đ m tài chính và đ b t n chu k kinh doanh l i ph thu c vào

b n ch t c a các cú s c Nh ng mô ph ng t mô hình c a các bài này ch ra k t qu

t ng quan d ng x y ra khi có cú s c chính sách ti n t và cú s c ph n bù r i ro,

v i cú s c lao đ ng là m i t ng quan không đáng k , trong khi t ng quan âm

xu t hi n v i đi u ki n cú s c chính sách tài khóa Ví d c th , Buch và c ng s (2002) nghiên c u m u 24 n c t 1960 - 2000 và đ a ra k t qu vào nh ng n m

1990 v i các n c có đ m tài chính cao h n thì tác đ ng c a cú s c chính sách

ti n t đ c khu ch tán trong s ràng bu c v chính sách tài khóa

Bên c nh đó, bài nghiên c u c a Kose và c ng s (2003) ch ra k t qu đ m tài chính gia t ng t s đ bi n đ ng tiêu dùng trên đ bi n đ ng thu nh p, qua đó bác

b c h i chia s r i ro do m c a tài chính, tuy v y m i quan h này không h n là

m t chi u M t khi đã v t m t ng ng nh t đ nh thì đ m tài chính l i làm gi m

t s trên, do đó c i thi n kh n ng san s r i ro và n đ nh hóa tiêu dùng, d n đ n

n đ nh đ c t ng tr ng

Ti p n i bài nghiên c u c a Kose và c ng s (2003), Evans và Hnatkovska (2007)

c ng ch ra nh h ng c a đ m tài chính đ n đ b t n ph thu c vào hai kênh (1)

vi c ti p c n r ng rãi các công c tài chính cho phép các h gia đình – v n có tiêu dùng t ng quan th p v i các cú s c đ c thù qu c gia – th c hi n qu n tr r i ro t t

h n, và (2) vi c ti p c n th tr ng v n qu c t s d n đ n s chuyên môn hóa sâu

r ng h n trong s n xu t c a t ng qu c gia t đó khu ch đ i nh h ng c a các cú

s c đ c thù qu c gia và truy n d n qua các n c khác K t qu cho th y m i quan

h d ng hình chuông gi a đ m tài chính và đ b t n tiêu dùng Qu c gia đi t

tr ng thái t túc v tài chính lên m t đ m th p thì s gia t ng trong m i t ng quan gi a tiêu dùng và cú s c đ c thù qu c gia l n át đ c hi u ng gi m tính b t

n trong tiêu dùng hàng hóa ngo i th ng, do đó đ b t n tiêu dùng t ng th s

t ng lên Ng c l i, khi qu c gia đi t tr ng thái m c a tài chính th p lên m c cao

h n thì k t qu trên đ o chi u, hi u ng gi m b t n trong tiêu dùng hàng hóa ngo i

th ng l n át đ c hi u ng t ng quan gi a tiêu dùng và cú s c đ c thù qu c gia,

các n c đang phát tri n và th tr ng m i n i thì không có c s cho m t k t lu n

th p theo quý ho c chuy n v d ng quý

Nguyên nhân c a vi c ch n th i gian m u nh trên ph thu c vào các y u t :

 S h n ch v m t th i gian c a s li u đ i v i m t s bi n v mô c a Vi t Nam, theo đó ph n l n các bi n g p khó kh n trong vi c thu th p ho c d

li u không có s n trong giai đo n tr c n m 2000

 Các bi n thu th p có th i gian không đ ng nh t v i nhau, do đó l a ch n kho ng th i gian 2000-2012 có th bao hàm đ c ph n l n các bi n v i cùng

m t th i gian m u

 S h n ch v m t ti p c n d li u khi n m t s d li u có th t n t i nh ng

l i gây khó kh n cho vi c thu th p

 Ngoài ra còn đ c thù trong vi c thu th p d li u c a m t s bi n c ng tác

đ ng đ n th i kì m u trong bài, nh các bi n đ b t n t ng tr ng, KAOPEN, GDP th c

Do kho ng th i gian m u 2000-2012 là không quá dài nên đ tài dùng d li u theo quý, theo đó th i gian m u c th là 2000Q1:2012Q4 M t s bi n có s n d i d ng quý s đ c s d ng trong mô hình m t cách tr c ti p, m t s bi n không có s n

d i d ng quý (c th là d ng n m) s đ c chuy n thành d li u quý b ng công c trong ph n m m Eviews

3.1.2 Xác đ nh các bi n

3.1.2.1 Bi n ph thu c

Bi n ph thu c dùng trong mô hình h i quy là bi n đ b t n t ng tr ng, đ c đo

l ng b ng đ l ch chu n c a m c t ng tr ng GDP th c (theo quý) tính trong

ph m vi 5 quý

GROVOLt= l ch chu n 5 quý c a (dGDPT) = 2

Trong đó GROVOLt là kí hi u c a bi n đ b t n t ng tr ng, GDPT là giá tr GDP

th c theo quý và đ c logarit hóa, do đó dGDPT là t c đ t ng tr ng GDP h ng quý và đ ng th i là sai phân b c nh t c a GDPT, là giá tr trung bình c a dyttrong ph m vi 5 quý, T ch th i đi m c a giá tr bi n trong m t gi i h n 5 quý (T = 1,2,3), t ch th i đi m c a giá tr bi n dùng th c hi n mô hình, t ng ng v i T=3 trong m i m t ph m vi 5 quý

3.1.2.2 Bi n gi i thích chính

m th ng m i (TOPEN) đ c xác đ nh b ng m t t s trong đó t s là t ng giá tr giao d ch c a xu t kh u và nh p kh u, và m u s là giá tr GDP

TOPEN =

TOPEN là đ m th ng m i

X là giá tr xu t kh u, đ c thu th p theo quý t i Qu Ti n t Qu c t (International Monetary Fund – IεF), do đ n v là USD nên c n chuy n đ i sang đ n v VND

b ng cách nhân v i t giá h i đoái

M là giá tr nh p kh u, v i s li u theo quý c a IεF, c ng đ c chuy n đ i đ n v

nh giá tr xu t kh u

T giá h i đoái đ c dùng là t giá h i đoái danh ngh a trung bình, v i d li u có

s n trong World Development Indicators c a Ngân hàng Th gi i (World Bank – WB) d i d ng n m và đ c chuy n sang d ng quý đ tính toán thông qua ph n

m m Eviews

b m tài chính

m tài chính không đ c xác đ nh gi ng nh trong bài c a Calderon và Schmidt-Hebbel (2008) v i nguyên do là s h n ch ti p c n v i các bi n giá tr thành ph n dùng đ tính đ m tài chính này

tài đã dùng m t cách xác đ nh đ m tài chính khác là s d ng ch s KAOPEN

c a Chinn và Ito (The Chinn-Ito Index) Ch s KAOPEN th hi n m c đ m c a tài kho n v n, do đó th hi n m c đ t do các dòng v n ch y ra và ch y vào n n kinh t Nh v y, ch s này khá phù h p đ làm th c đo tính toàn cho đ m tài chính

D li u này đ c c p nh t b i các tác gi sau m t quãng th i gian nh t đ nh

Hi n nay, các tác gi ch m i c p nh t đ n n m 2011, và l n c p nh t ti p theo s vào cu i n m 2014 (theo Chinn và Ito, 2013) So v i th i kì m u có s không th ng

nh t v m t th i gian, do đó đ xác đ nh giá tr cho các giai đo n m u không có s

li u KAOPEN – c th t 2012Q1 đ n 2012Q4, đ tài gi đ nh r ng giá tr KAOPEN không thay đ i so v i tr c đó d a theo m t s quan sát đ th d li u

Vi t Nam t sau n m 1986, ch s KAOPEN có 04 s thay đ i b t th ng v m t giá tr r i vào các giai đo n 1992-1993, 1995-1996, 2000-2001 và 2007-2008, trong

đó ch có giai đo n 2000-2001 là gi m Các s gia t ng trong KAOPEN di n ra phù

h p v i các s ki n quan tr ng liên quan đ n các v n đ h p tác kinh t v i qu c t

C th , l n gia t ng đ u tiên có th xem nh là k t qu c a công cu c đ i m i đ c

Hi p h i các Qu c gia ông Nam Á (ASEAN) qua đó m ra th i kì h p tác sâu

r ng h n v i các qu c gia trong khu v c c bi t, s ki n Vi t Nam gia nh p T

ch c Th ng m i Th gi i (WTO) vào n m 2006 là b c ti n l n trong quá trình

h i nh p v i n n kinh t th gi i, do đó c ng d n đ n s gia t ng m nh m nh t đ i

v i ch s KAOPEN Ngoài ra, vi c KAOPEN gi m trong giai đo n 2000-2001 có

th đ c lý gi i thông qua s nh h ng t m t s ki n l n trên th gi i, Tòa nhà Trung tâm Th ng m i Th gi i New York b phá h y vào ngày 11/9/2001 Có

th nói, ch s KAOPEN ph n ánh đ c nh ng s ki n l n liên quan đ n v n đ m

c a c a n c ta trong th i gian qua, do đó v i vi c không có s ki n nào quá n i

b t trong giai đo n n m 2012 thì vi c cho r ng ch s KAOPEN đ c duy trì có th xem là m t gi đ nh h p lý Tuy nhiên, ngay khi có đ c d li u chính th c thì d

li u gi đ nh này s đ c thay th

D li u KAOPEN đ c chuy n sang d ng quý tr c h t b ng ph ng th c linear (tuy n tính, chu i KAOPEN1) Tuy v y, chu i d li u này l i có r t ít s bi n đ ng,

do đó đ tài còn n i suy theo ph ng pháp Cubic (chu i KAOPEN2) C 2 chu i d

li u đ c chu n hóa (nh n giá tr t 0 - 1) đ thu n l i cho vi c th c hi n mô hình

Vi c chu n hóa 02 chu i d li u KAOPEN đ c th c hi n v i s g i ý c a Chinn

và Ito (201γ), trong đó giá tr 0 t ng ng v i giá tr th p nh t trong b ng d li u là -1.86 còn giá tr 1 t ng ng v i 2.442

2 Công th c dùng đ chu n hóa:

[KAOPEN – (-1.86)]/[2.44 - (-1.86)] = [KAOPENn – 0]/[1 – 0]

KAOPENn = [KAOPEN + 1.86]/[4.3]

-3.1.2.3 Bi n ki m soát

a GDP th c đ c thu th p theo quý t ngu n Datastream, n m g c là n m 1994

b GDP đ u ng i th c đ c xác đ nh b ng m t phép toán, trong đó l y giá tr

GDP th c chia cho dân s trong m t quý Giá tr GDP th c đ c thu th p nh trên, trong khi dân s đ c thu th p theo n m t World Development Indicators (WDI)

c a World Bank và chuy n sang d ng quý trong ph n m m Eviews

c L m phát (CPI) đ c đo b ng CPI (Consumer Price Index – Ch s giá tiêu dùng) v i d li u quý đ c thu th p t ngu n IεF, đ phù h p v i mô hình c n giá

tr d ng bài nghiên c u s d ng cách tính l y CPI t i quý t chia cho CPI quý t-1

d b t n chính sách tài khóa (FISVOL)

tài s d ng ph ng pháp đo l ng đ b t n chính sách tài khóa d a theo bài nghiên c u c a Fatas và Mihov (2006) và bài c a Calderon và Schmidt-Hebbel (2008) u tiên, th c hi n mô hình h i quy v i bi n ph thu c là bi n t l chi tiêu chính ph trên GDP (Gt), các bi n còn l i là g m bi n th i gian (trend), GDP (GDPt), đ tr th nh t c a bi n ph thu c (Gt-1), l m phát (INF) và bình ph ng

l m phát (INF2) Chi tiêu chính ph (GEXP) đ c thu th p t ngu n Ngân hàng Phát tri n Châu Á (Asian Development Bank – ADB) d i d ng quý

Mô hình h i quy có d ng nh sau:

Log(Gt) = + Trend + 1dlog(GDPt) + 2log(Gt-1) + 1INF + 2INF2 + t (3.1) Trong đó, , , 1, 2, 1, 2 là các h s c l ng, còn các bi n đ c kí hi u nh trên, t là sai s ng u nhiên c a ph ng trình h i quy, t la th i gian dùng cho

ph ng trình này

Sau khi có k t qu t th c hi n mô hình h i quy, đ tài l y các sai s ng u nhiên t

và tính đ l ch tiêu chu n c a các t này K t qu stdev( t) là c l ng c a đ b t

n chính sách tài khóa

T các d li u thu th p đ c, mô hình h i quy (γ.1) cho ra ph ng trình sau (xem

k t qu ph l c b ng 1):

Log(Gt) = -0.142537 + 0.001461.Trend - 0.987836.dlog(GDPt)

+ 0.933807.log(Gt-1) + 0.939414.INF - 6.445219.INF2 + t

T đó thu th p đ c ph n d tvà tính đ c đ b t n chính sách tài khóa v i công

th c( 5 quý)-stdev( t)

e b t n chính sách ti n t (MONVOL)

C ng d a theo ph ng pháp c a Fatas và Mihov (2006) và g i ý c a Calderon và Schmidt-Hebbel (2008), đ tài th c hi n m t cách xác đ nh t ng t nh v i cách xác đ nh đ b t n chính sách tài khóa nh ph ng trình (γ.1) trên Thay th v trí

c a Gt s là bi n t l cung ti n đ i v i GDP (Mt), v i cung ti n (εS) đ c thu th p theo quý t ngu n IMF

Ph ng trình h i quy thu đ c (xem k t qu ph l c b ng 2):

Log(Mt) = 0.196188 + 0.007774.Trend - 0.890634.dlog(GDPt)

+ 0.819295.log(Mt-1) + 0.205364.INF - 6.098115.INF2 + t

C ng xác đ nh đ b t n chính sách ti n t b ng công th c (5 quý)-stdev( t) gi ng

nh v i chính sách tài khóa

f b t n t giá th ng m i (TOTVOL – Terms Of Trade Volatility)

D li u t giá th ng m i Terms of Trade đ c thu th p t ngu n WDI d i d ng

n m

D li u sau khi đã chuy n sang d ng quý qua ph n m m Eviews, đ c tính toán đ thu đ c đ b t n t giá th ng m i TOTVOL = (5 quý)-stdev(dlog(TOT))

g b t n lãi su t th c (RIRVOL – Real Interest Rate Volatility)

Lãi su t th c đ c tính b ng hi u s c a lãi su t c b n Ngân hàng Nhà n c v i t

l l m phát theo t ng quý

Lãi su t c b n đ c xác đ nh là lãi su t quý trung bình trong vòng 03 tháng c a quý đó, v i s thay đ i lãi su t đ c ghi nh n t ngu n Ngân hàng Nhà n c Vi t Nam

So v i mô hình c a Calderon và Schmidt-Hebbel (2008) thì có khác bi t m t s

bi n ki m soát C th , thêm vào bi n giá tr GDP th c c ng nh không s d ng

bi n gi kh ng ho ng h th ng ti n t (systematic banking cises) và bi n cao giá t giá h i đoái th c (real exchange rate overvaluation) do g p khó kh n trong v n đ

 , 1, 2, i (i=1,2,3,4,5,6,7): các h s c l ng trong mô hình h i quy

 t đ i di n cho m t th i đi m trong th i kì m u

Trong mô hình trên, do chu i giá tr KAOPEN d i d ng logarit nên ch s d ng

đ c chu i d li u đã chu n hóa KAOPEN1n và KAOPEN2n (mang d u d ng), trong đó mô hình g c (benchmark) s d ng chu i KAOPEN2n

Ngoài ra, đ đánh giá vi c chu n hóa chu i KAOPEN có nh h ng đ n k t qu hay không thì đ tài c ng s d ng l i các chu i giá tr c KAOPEN1 và KAOPEN2

b ng cách thay bi n logKAOPEN thành KAOPEN (không l y logarit)

 H2: m tài chính có tác đ ng đ n đ b t n t ng tr ng ( 2≠ 0)

Th tr ng tài chính càng m c a thì các c h i ti p c n các công c tài chính trên

th gi i càng l n T đó, có th th c hi n các ch ng trình nh m qu n tr r i ro đ i

v i các cú s c trong n n kinh t M t khác, dòng v n ch y vào n c ta c ng d i dào

h n và do đó kh n ng các dòng v n này tài tr cho vi c chuyên môn hóa trong n n kinh t c ng r t cao Khi mà vi c áp d ng các công c tài chính nh m h n ch đ

b t n kinh t v mô ch a có tác d ng ngay l p t c thì vi c tài tr trên s khi n s chuyên môn hóa di n ra nhanh h n, và do đó có th l n át đ c Theo đó, kh n ng

đ m tài chính làm gia t ng đ b t n t ng tr ng là cao h n so v i kh n ng làm

gi m

i v i các bi n ki m soát còn l i, tác đ ng đ n đ b t n t ng tr ng không n m trong đ i t ng nghiên c u c a bài, nên không xây d ng gi thi t cho các bi n này

3.2.3 Th c hi n các ki m đ nh

3.2.3.1 Ki m đ nh các gi thuy t

Ki m đ nh các gi thuy t H1 và H2 b ng cách s d ng th ng kê t-statistic đ i v i

h s h i quy trong mô hình h i quy và d a vào ch s p-value c a các th ng kê statistic này đ quy t đ nh

t-Gi thi t H0: các h s b ng 0

 N u p-value < (m c ý ngh a) thì bác b H0, t c các h s có ý ngh a

 N u p-value > thì ch p nh n H0

3.2.3.2 Ki m đ nh hi n t ng đa c ng tuy n trong mô hình

a Xem xét k t qu h i quy, n u th y m i liên h R-squared cao trong khi các

t-statistic th p N u đi u này x y ra ngh a là có kh n ng đa c ng tuy n xu t hi n trong mô hình

b Xem xét h s t ng quan gi a các bi n gi i thích và bi n ki m soát N u h s

t ng quan gi a các bi n này cao (> 0.8) thì có hi n t ng đa c ng tuy n trong mô hình

d S d ng nhân t phóng đ i ph ng sai (VIF)

S d ng công th c VIFj = 1/(1-Rj2) v i j t ng ng bi n th j là bi n ph thu c h i quy theo các bi n còn l i

R12 s đ c l y t k t qu h i quy ph ng trình (γ.γ) còn R22 là t ph ng trình (3.4)

N u VIF > 10 thì k t lu n có hi n t ng đa c ng tuy n

3.2.3.3 Ki m đ nh hi n t ng t t ng quan trong mô hình

 N u d < 1 ho c d > 3 thì bác b gi thi t không có t t ng quan

 N u 1 < d < 3 (khá g n 2) thì ch p nh n gi thi t không có t t ng quan

c S d ng ph ng pháp Correlogram

D a vào mô hình h i quy ta th c hi n ki m đ nh Correlogram – Q-Statistics trên

ph n m m Eviews K t qu thu đ c các Q-Stat và p-value c a giá tr này, t đó đánh giá xem có hi n t ng t t ng quan hay không

Gi thi t H0: mô hình không có t t ng quan

 N u P-value < 0.05 thì bác b gi thi t không có t t ng quan

 N u P-value > 0.05 thì ch p nh n gi thi t không có t t ng quan

3.2.3.4 Ki m đ nh hi n t ng ph ng sai thay đ i trong mô hình

a Ki m đ nh White

Ki m đ nh White đ c th c hi n d a trên k t qu h i quy trong ph n m m Eviews

và tính toán giá tr Obs*R-Squared cùng p-value c a giá tr này đ đánh giá

H0: mô hình không có hi n t ng ph ng sai thay đ i

 N u P-value < 0.05 thì bác b gi thi t không có ph ng sai thay đ i

 N u P-value > 0.05 thì ch p nh n gi thi t không có ph ng sai thay đ i

b Ki m đ nh Breusch-Pagan

th c hi n mô hình này, đ u tiên h i quy ph ng trình

Resid^2 = + 1.logTOPEN + 2.logKAOPEN + i ControlVariablesi

Gi thi t H0: không có ph ng sai thay đ i

Tính giá tr LM = Obs*R-Squared

Ki m đ nh phân ph i c a chu i ph n d có ph i phân ph i chu n hay không d a vào ki m đ nh Jarque-Bera

Gi thi t H0: chu i ph n d có phân ph i chu n

 N u p-value c a ki m đ nh Jarque- Bera < 0.05 thì bác b H0.

 N u p-value > 0.05 thì ch p nh n H0, xem ph n d có phân ph i chu n

Ngoài ra, có m t gi đ nh khác liên quan đ n m i quan h gi a sai s và bi n đ c

l p n a là trung bình các sai s b ng không, ta c ng xem xét gi đ nh này v i k t

qu sai s t mô hình h i quy

3.2.3.7 Ki m đ nh mô hình b sót bi n

Ki m đ nh Reset c a Ramsey đ c th c hi n trong ph n m m Eviews d a trên

ph ng trình g c (3.2)

Trong ki m đ nh này s d ng b c 2 và b c 3 c a bi n ph thu c đ xem xét

Gi thi t H0: mô hình không b sót bi n

S d ng giá tr p-value c a ki m đ nh này quy t đ nh xem mô hình có thi u bi n hay không

 N u P-value < 0.05 thì bác b gi thi t không b sót bi n

 N u P-value > 0.05 thì ch p nh n gi thi t không b sót bi n trong mô hình

Ch ng 4: K t qu nghiên c u và th o lu n

4.1 Th ng kê mô t

B ng 4,1 th hi n th ng kê mô t c a các bi n chính trong mô hình c ng nh hàm

logarit c a các bi n này, v i d li u trung bình, trung v , giá tr l n nh t và nh

nh t, đ l ch chu n, h s bi n thiên (CV – Coefficient of Variation), đ l ch

(Skewness), đ nh n (Kurtosis), th ng kê Jarque-Bera và p-value

B ng 4.1 Th ng kê mô t c a bi n ph thu c và các bi n gi i thích chính trong

D a vào h s CV ta th y m c đ bi n đ ng cao nh t là bi n TOPEN (0.54), ti p

theo là KAOPEN (0.44), th p nh t là GROVOL (0.11) K t qu trên đã ph n ánh

đ c cách xác đ nh c a t ng bi n, GROVOL do th c t đã dùng hàm dlog(GDP)

(difference log) nên bi n đ ng đ c gi m khá nhi u d n đ n h s CV th p nh t,

KAOPEN v i đ c thù c a chu i d li u là ít bi n đ ng và khi bi n đ ng thì bi n

đ ng t ng đ i l n (giai đo n 2007-2008) nên có m c bi n đ ng t ng đ i, còn

TOPEN là d li u ch a có x lý đáng k nên m c đ bi n đ ng là l n nh t

C 03 bi n trên d ng bình th ng đ u không đ c xem là phân ph i chu n do value c a th ng kê Jarque-Bera đ u khá th p (< 0.05), t c bác b giá thi t phân

p-ph i chu n Tuy nhiên, d i d ng logarit thì GROVOL và TOPEN đ u đ c ch p

nh n gi thi t phân ph i chu n khi p-value đ u cao h n m c ý ngh a (0.05) Riêng KAOPEN, c ng do đ c thù chu i d li u ít bi n đ ng và n đ nh trong m t th i kì dài nên rõ ràng không th có phân ph i chu n, k t qu ki m đ nh Jarque-Bera c ng xác nh n đi u này (p-value < 0.05)

4.2 K t qu mô hình h i quy

K t qu mô hình h i quy g c đ c cho ra t b ng 4.2

B ng 4.2 K t qu h i quy trên Eviews c a ph ng trình h i quy g c

Dependent Variable: LOG(GROVOL)

Method: Least Squares

C 21.94068 28.88879 0.759488 0.4518 R-squared 0.713642 Mean dependent var -1.297671 Adjusted R-squared 0.652279 S.D dependent var 0.107611 S.E of regression 0.063456 Akaike info criterion -2.505905 Sum squared resid 0.169119 Schwarz criterion -2.130666 Log likelihood 75.15352 F-statistic 11.62993 Durbin-Watson stat 2.426982 Prob(F-statistic) 0.000000

D a vào k t qu h i quy trên ta có ph ng trình h i quy g c

LogGROVOLt = 21.94068 + 0.115536.logTOPENt + 0.083258.logKAOPENt + 0.022343.logFISVOL - 1.529663.logGDP + 1.838617.logGDPPC

- 0.979513.logINF - 0.038325.logMONVOL - 0.041052.logRIRVOL

T ph ng trình h i quy ta th y đ c r ng các h s c a các bi n gi i thích chính

đ u mang d u d ng, c th đ i v i TOPEN là 0.115536 còn KAOPEN là 0.08γ258 Ngh a là khi logTOPEN t ng 1 đ n v thì s làm cho đ b t n t ng

tr ng gia t ng thêm 0.1155γ6, và khi logKAOPEN t ng 1 đ n v thì GROVOL

t ng thêm 0.08γ258, trong đi u ki n các y u t khác không đ i Tuy nhiên, đ th c

t h n ta dùng cách di n gi i sau, khi đ m th ng m i t ng g p đôi thì logGROVOL t ng 0.08008γ ( t ng đ ng 0.1155γ6*ln2), khi đó GROVOL th c

s gia t ng m t giá tr t ng đ ng 0.08γγ77 ( = e^0.080083 – 1), t ng t và đ

m tài chính t ng g p đôi thì gia t ng đ b t n vào kho ng e^0.05771-1 = 0.0594073

Ch s R-Squared = 0.71γ642 c ng t ng đ i cao, cho th y các bi n trong mô hình

đã gi i thích đ c kho ng 70% s thay đ i trong bi n ph thu c

Các h s Log likelihood = 75.15γ52 d ng và khá cao, Akaike info criterion = 0.505905 c ng nh Schwarz criterion = -2.1γ0666 đ u khá nh , cho th y mô hình trên c ng có ph n t ng đ i phù h p

-H s Durbin-Watson = 2.426982 n m trong kho ng t 1 đ n γ c ng mang hàm ý

mô hình không có hi n t ng t t ng quan

4.3 K t qu ki m đ nh

4.3.1 Ki m đ nh các gi thi t

T b ng 4.2, ta th y t-statistic c a bi n logTOPEN = 1.106561, v i p-value = 0.2748 Nh v y, v i các m c ý ngh a thông th ng thì gi thi t h s 1 ≠ 0 ( 1 > 0) b bác b i u này hàm ý r ng trong mô hình h i quy đ m th ng m i không

i v i bi n KAOPEN ta th y giá tr t-statistic là 2.084575, t ng ng p-value = 0.0432 < 0.05 m c ý ngh a 5%, gi thi t h s 2 ≠ 0 đ c ch p nh n, và v i giá

tr c l ng h s là 0.08γ258 > 0 có ngh a là ch p nh n gi thi t 2 > 0 Do đó, thông qua mô hình h i quy thì tác đ ng c a đ m tài chính là làm gia t ng m t cách có ý ngh a đ i v i đ b t n t ng tr ng

4.3.2 Ki m đ nh hi n t ng đa c ng tuy n trong mô hình