BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HCM
---------------
TRẦN THANH THUẬN
MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI, ĐỘ
MỞ TÀI CHÍNH VÀ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH:
BẰNG CHỨNG Ở CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT
TRIỂN
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HCM
---------------
TRẦN THANH THUẬN
MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI, ĐỘ
MỞ TÀI CHÍNH VÀ PHÁT TRIỂN TÀI CHÍNH:
BẰNG CHỨNG Ở CÁC NƯỚC ĐANG PHÁT
TRIỂN
Chuyên ngành: Tài chính - Ngân hàng
Mã số: 60340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:
PGS.TS NGUYỄN NGỌC ĐỊNH
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan rằng luận văn “Mối quan hệ giữa độ mở thương mại, độ mở tài
chính và phát triển tài chính: bằng chứng ở các nước đang phát triển” là công trình
nghiên cứu của riêng tôi.
Dữ liệu được sử dụng trong luận văn là trung thực được thu thập từ những nguồn
đáng tin cậy và các kết quả trình bày trong luận văn chưa được công bố tại bất kỳ công
trình nghiên cứu nào trước đây. Nếu phát hiện có bất kỳ gian lận nào, tôi xin chịu toàn
bộ trách nhiệm trước Hội đồng.
TP.HCM, tháng 10 năm 2013
Tác giả luận văn
Trần Thanh Thuận
MỤC LỤC
Trang phụ bìa
Lời cam đoan
Mục lục
Danh mục cụm từ viết tắt
Danh mục các bảng, biểu
TÓM TẮT ............................................................................................................. 1
1. Giới thiệu ......................................................................................................... 2
2. Tổng quan những nghiên cứu trước đây ......................................................... 4
2.1. Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính.............................. 4
2.2. Tác động của độ mở thương mại, độ mở tài chính đến phát triển tài chính ... 6
2.3. Tác động của độ mở thương mại đến độ mở tài chính .................................. 10
3. Phương pháp nghiên cứu ............................................................................... 18
3.1. Mô hình nghiên cứu ................................................................................... 18
3.2. Dữ liệu nghiên cứu ..................................................................................... 25
3.2.1. Mẫu nghiên cứu .................................................................................... 25
3.2.2. Dữ liệu nghiên cứu ............................................................................... 27
3.3. Phương pháp nghiên cứu ............................................................................ 29
4. Kết quả nghiên cứu ........................................................................................ 33
4.1. Thống kê mô tả........................................................................................... 33
4.2. Kết quả các kiểm định cho 5 phương trình ................................................. 34
4.3. Kết quả nghiên cứu..................................................................................... 51
5. Kết luận ........................................................................................................... 58
Tài liệu tham khảo
Phụ lục
DANH MỤC CỤM TỪ VIẾT TẮT
Cụm viết tắt Tên đầy đủ tiếng Anh Tên đầy đủ tiếng Việt
FDI Foreign Direct Investment Đầu tư trực tiếp nước ngoài
FEM Fixed Effects Model Mô hình hiệu ứng cố định
Feasible Generalized Least Phương pháp bình phương FGLS Squares nhỏ nhất tổng quát
GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội
Generalized Method of Phương pháp moment tổng GMM Moments quát
Phương pháp bình phương OLS Ordinary Least Squares nhỏ nhất
Phương pháp trung bình PMG Pooled Mean Groups nhóm gộp
Mô hình hiệu ứng ngẫu REM Random Effects Model nhiên
United Nations Conference Hội nghị liên hiệp quốc tế UNCTAD on Trade and Development về thương mại và phát triển
WB World Bank Ngân hàng thế giới
DANH MỤC CÁC BẢNG, BIỂU
Bảng 2.1: Tóm tắt các công trình nghiên cứu trước đây
Bảng 3.1: Mô tả biến trong mô hình nghiên cứu
Bảng 3.2: Mô tả biến độc lập và biến phụ thuộc sử dụng trong 5 phương trình
Bảng 3.3: Danh sách các nước trong mẫu nghiên cứu
Bảng 3.4: Nguồn thu thập dữ liệu nghiên cứu
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến
Bảng 4.2: Ma trận tương quan
Bảng 4.3: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (1)
Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (2)
Bảng 4.5: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (3)
Bảng 4.6: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (4)
Bảng 4.7: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (5)
Bảng 4.8: Tổng hợp kết quả hồi quy 5 phương trình bằng phương pháp FGLS
1
TÓM TẮT
Trong bài luận văn, tôi đã sử dụng mô hình dữ liệu bảng (panel data) để ước
lượng mối liên hệ giữa độ mở và phát triển tài chính tại các nước đang phát triển.
Bài viết dụng dữ liệu mẫu ở 29 quốc gia đang phát triển trong thời gian 11 năm
từ 2000 - 2011. Bằng phương pháp ước lượng FGLS (Feasible Generalized Least
Squares) đã cho ra kết quả thực nghiệm là có tồn tại mối quan hệ hai chiều giữa
độ mở thương mại và độ mở tài chính, độ mở tài chính và phát triển tài chính ở
các nước đang phát triển. Để từ đó, có thể xây dựng nên một sự tăng trưởng kinh
tế ổn định tại những nước đang phát triển này.
2
1. Giới thiệu
Trong thập kỷ qua, khi toàn cầu hóa kinh tế thế giới ngày càng phát triển thì
mối liên hệ giữa tài chính và độ mở trở nên rõ ràng, sâu sắc hơn. Chúng có
những ảnh hưởng lẫn nhau để giúp cho nền kinh tế của quốc gia ngày càng phát
triển. Phát triển tài chính đã giúp cho nguồn lực của quốc gia vững mạnh hơn,
thêm nữa, việc gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) sẽ góp phần làm
cho các quốc gia đang phát triển gặt hái được những thành tựu về mở rộng
thương mại, để từ đó tạo nền tảng cho xây dựng một nền kinh tế phát triển. Việc
tự do hóa thương mại đã thúc đẩy các quốc gia buôn bán, trao đổi hàng hoá một
cách mạnh mẽ, hình thành nên một nền kinh tế mở đa ngành đa nghề với sức
cạnh tranh cao. Ngoài ra, việc bãi bỏ rào cản thuế quan khi thực hiện tự do hóa
thương mại cũng thu hút rất nhiều nguồn vốn từ bên ngoài (FDI). Đây chính là
một nguồn lực quan trọng để phát triển tài chính và kinh tế. Thu hút vốn FDI
không những gia tăng nguồn vốn mà còn học hỏi được công nghệ, khoa học kỹ
thuật, từ đó tạo ra những nguồn cung hàng hóa có chất lượng cao để phục vụ cho
trong nước và cả xuất khẩu. Đây cũng là nhân tố quan trọng cho các nước đang
phát triển mở rộng được thương mại của mình.
Tuy nhiên, việc tự do hóa thương mại và tự do tài chính cũng làm cho kinh
tế của một số quốc gia (nhất là các nước đang phát triển) bị lệ thuộc vào các
quốc gia khác bởi sự cạnh tranh gay gắt trong nền kinh tế thị trưởng mở. Do vậy,
việc tự do hóa thương mại và tài chính có thực sự ảnh hưởng tốt đến sự phát
triển tài chính của hầu hết các quốc gia đang phát triển hay không?
3
Chính vì vậy, tôi chọn đề tài: “Mối liên hệ giữa độ mở thương mại, độ mở
tài chính và phát triển tài chính: bằng chứng ở các nước đang phát triển” để
nghiên cứu trong luận văn của mình.
Mục tiêu nghiên cứu của đề tài là đưa ra một bằng chứng thực nghiêm về
mối quan hệ giữa các nhân tố phát triển tài chính, tự do hóa tài chính và tự do
hóa thương mại đối với những nước đang phát triển trên thế giới. Xem xét quan
hệ giữa ba nhân tố trên là quan hệ một chiều hay hai chiều.
Trong bài viết này, tôi đã sử dụng dữ liệu bảng với phương pháp hồi quy
FGLS (Feasible Generalized Least Squares) để nghiên cứu tại 29 quốc gia đang
phát triển trên thế giới trong 11 năm từ 2000 – 2011.
Cấu trúc của luận văn gồm những phần quan trọng sau:
Phần 2: Tổng quan những nghiên cứu trước đây, giới thiệu sơ lược những
nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa phát triển tài chính và độ mở thương
mại, độ mở tài chính.
Phần 3: Phương pháp nghiên cứu, trình bày dữ liệu nghiên cứu, mô hình, và
phương pháp nghiên cứu.
Phần 4: Nội dung, kết quả nghiên cứu, trình bày kết quả ước lượng đạt được.
Phần 5: Kết luận.
4
2. Tổng quan những nghiên cứu trước đây
Nghiên cứu của Dornburch (1992), The Case for Trade Liberalization in
Developing Countries.
Dornburch (1992) nghiên cứu về tự do hóa thương mại ở những nước
đang phát triển trên thế giới, đặc biệt là ở ba nước Thổ Nhĩ Kỳ, Hàn Quốc,
Mexico. Trong bài nghiên cứu tác giả nhấn mạnh tầm quan trọng về lợi ích của
tự do hóa thương mại đối với phát triển kinh tế ở những nước đang phát triển.
Tác giả cho rằng, phát triển thương mại có những lợi ích sau: nâng cao sự phân
bổ nguồn tài nguyên thiên nhiên sao cho lợi ích phù hợp với chi phí xã hội; tiếp
cận công nghệ cao; có thể đạt được lợi ích kinh tế theo quy mô; nâng cao cạnh
tranh trong nước.
2.1. Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính
Trước đây, có rất nhiều tác giả đã nghiên cứu về tác động của độ mở thương mại
đến phát triển tài chính và trong bài nghiên cứu này tôi xin giới thiệu hai bài
nghiên cứu với phương pháp và kết quả khá tốt.
Nghiên cứu của Do, Q.-T. and Levchenko (2004), Trade and Financial
Development.
Do, Q.-T. and Levchenko (2004) nghiên cứu về độ mở thương mại có tác
động đến phát triển tài chính của một quốc gia hay không? Để minh chứng cho
vấn đề này tác giả đã tiến hành hồi quy bằng phương pháp OLS cho dữ liệu được
thu thập từ 22 quốc gia OECD và 55 nước đang phát triển trong thời gian 1965-
1995. Trong bài nghiên cứu, tác giả đưa ra các biến: phát triển tài chính (được đo
5
lường bằng tín dụng tư nhân/ GDP); độ mở thương mại (được đo lường bằng
tổng xuất nhập khẩu/GDP) và một số biến kiểm soát khác. Kết quả nghiên cứu
đầu tiên cho thấy rằng mức độ tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài
chính của mỗi quốc gia phụ thuộc vào mức thu nhập trung bình của quốc gia đó.
Đối với những quốc gia có mức thu nhập trung bình cao, độ mở thương mại có
tương quan dương với phát triển tài chính, trong khi đối với những quốc gia có
mức thu nhập thấp, mối tương quan này là nghịch chiều. Tuy nhiên, tác giả cho
rằng phương pháp OLS thông thường chưa chứng minh được giữa độ mở thương
mại và phát triển tài chính có mối quan hệ nhân quả, chính vì thế, sau đó tác giả
đưa thêm vào mô hình hồi quy các biến công cụ cho biến độ mở thương mại là
những biến không tác động đến phát triển tài chính. Kết quả nghiên cứu đạt được
cũng tương tự với kết quả trên. Tóm lại, tác động của độ mở thương mại đối với
phát triển tài chính của những quốc gia khác nhau về mức thu nhập trung bình
khác nhau là khác nhau.
Nghiên cứu của Kim và cộng sự (2009), Dynamic effects of trade
openness on financial development.
Kim và cộng sự (2009) nghiên cứu tác động của độ mở thuơng mại đến
phát triển tài chính cho các quốc gia trên thế giới. Trong những bài nghiên cứu
trước, các tác giả đã cho thấy tác động tích cực của tự do thương mại và phát
triển tài chính. Tuy nhiên, tác giả cho rằng, bên cạnh đó, mở cửa thương mại có
thể làm gia tăng áp lực cạnh tranh, gia tăng rủi ro từ đó dẫn đến những cuộc
khủng hoảng thường xuyên, tức là tác động trong ngắn hạn của độ mở thương
mại đối với nền kinh tế. Chính vì thế, tác giả muốn tập trung nghiên cứu tác
động trong ngắn và dài hạn của độ mở thương mại đến phát triển tài chính. Để
6
thực hiện mục tiêu đó, tác giả sử dụng dữ liệu bảng cho 88 quốc gia (trong đó
các quốc gia nghiên cứu được phân thành ba nhóm: nhóm nước thu nhập cao,
nhóm nước thu nhập trung bình và nhóm nước thu nhập thấp) trong khoảng thời
gian từ 1960-2005 và phương pháp PMG (Pooled Mean Group). Phương pháp
này được lựa chọn do tác động dài hạn có thể kiểm định dựa vào sự đồng nhất
giữa các quốc gia trong mẫu nghiên cứu, còn tác động ngắn hạn được kiểm định
dựa vào đặc điểm riêng biệt từng quốc gia như chính sách tiền tệ, sự bất hoàn
hảo của thị trường, tính linh hoạt của giá cả và tiền lương… Trong bài nghiên
cứu, để đo lường phát triển tài chính tác giả sử dụng 3 biến: tín dụng tư nhân
(lprivo), cung tiền M3 (llly), tài sản ngân hàng (ldby); độ mở thương mại đo
lường bằng logarit của tổng xuất nhập khẩu/GDP (ltrade). Bên cạnh đó để kết
quả nghiên cứu không bị chệch, tác giả đưa thêm các biến kiểm soát khác vào
mô hình nghiên cứu, gồm: GDP trên đầu người (initial), chi tiêu chính phủ/GDP
(lgov), tỉ lệ lạm phát (lpi). Kết quả nghiên cứu cho thấy: tác động của độ mở
thương mại đến phát triển tài chính phụ thuộc vào mức thu nhập của các quốc
gia. Đối với những nước có thu nhập thấp, độ mở thương mại tác động cùng
chiều đến phát triển tài chính trong dài hạn, tác động nghịch chiều trong ngắn
hạn. Đối với những nước có thu nhập cao, độ mở thương mại tác động cùng
chiều đến phát triển tài chính trong dài hạn, không có tác động trong ngắn hạn.
2.2. Tác động của độ mở thương mại, độ mở tài chính đến phát triển tài
chính.
Nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003), The great reversals: the
politics of financial development in the twentieth century.
7
Rajan và Zingales (2003) nghiên cứu về phát triển tài chính ở các quốc
gia. Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng cho 24 nước, phần lớn là các nước phát
triển trên thế giới từ 1913-1999 với phương pháp hồi quy đa biến. Trong bài
nghiên cứu, tác giả chỉ ra bốn yếu tố xác định phát triển tài chính: phát triển ngân
hàng (được đo lường bằng tỷ số tiền gửi ngân hàng/GDP), phát triển thị trường
vốn (được đo lường bằng tỷ số chứng khoán phát hành của những công ty nội địa
được niêm yết/tổng vốn đầu tư cố định nội địa; tổng chỉ số vốn hóa chứng khoán
thị trường; và số công ty nội địa được niêm yết/1000 dân). Khi tiến hành hồi
quy, do hạn chế về mặt dữ liệu, tác giả sử dụng các biến chỉ số vốn hóa thị
trường/GDP, số công ty nội địa được niêm yết trên sàn chứng khoán/1.000 dân,
số cổ phiếu phát hành/GDP làm biến phụ thuộc, đo lường nhân tố phát triển tài
chính. Ngoài ra, trong mô hình hồi quy còn sử dụng các biến chỉ số công
nghiệp/GDP, độ mở thương mại, biến tương tác của độ mở thương mại và chỉ số
công nghiệp, biến tương tác của chỉ số công nghiệp và thuế làm biến độc lập. Kết
quả bài nghiên cứu cho thấy, khi quốc gia mở cửa dòng vốn mạnh, phát triển tài
chính tương quan dương mạnh với tự do hóa thương mại; nhưng nếu mức độ mở
cửa dòng vốn giảm thì mức độ tương quan giữa phát triển tài chính và tự do hóa
thương mại cũng giảm theo.
Nghiên cứu của Siong Hook Law (2006), Openness, Institutions and
Financial Development.
Dựa trên bài nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003), Hook Law (2006)
nghiên cứu tác động của độ mở thương mại, độ mở tài chính đến phát triển tài
chính. Tác giả sử dụng dữ liệu bảng cho 43 nước đang phát triển trong 21 năm từ
1980-2001. Nhân tố phát triển thị trường được đo lường bằng hai yếu tố phát
8
triển khu vực ngân hàng (đo lường bằng cung tiền M3/GDP, tín dụng dành cho
tư nhân /GDP, và tín dụng nội địa của khu vực ngân hàng/GDP), phát triển thị
trường vốn (đo lường bằng số lượng các công ty nội địa được niêm yết trên sàn
chứng khoán). Độ mở thương mại đo lường bằng tổng xuất nhập khẩu /GDP và
tỷ trọng nhập khẩu/ tổng nhập khẩu. Độ mở tài chính đo lường bằng dòng vốn tư
nhân và chỉ số tự do hóa tài chính được xây dựng bởi 2 nhà nghiên cứu Chinn và
Ito (2002). Biến thể chế (institution) được đo lường bằng những biến đo lường
rủi ro quốc gia. Khi sử dụng yếu tố phát triển khu vực ngân hàng để đo lường
phát triển tài chính, dữ liệu thu thập được cho 43 nước, nhiều hơn 21 năm nghiên
cứu nên tác giả có thể áp dụng phương pháp GMM để đưa ra kết quả ước lượng.
Khi phát triển tài chính được đo lường bằng yếu tố phát triển thị trường vốn, dữ
liệu chỉ thu thập được cho 20 nước, ít hơn số năm nghiên cứu. Do vậy, trong
trường hợp này tác giả sử dụng phương pháp ước lượng PMG. Nhìn chung các
kết quả đều cho thấy rằng, độ mở thương mại và độ mở tài chính có tác động
thúc đẩy phát triển tài chính. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng khẳng định tác động
của độ mở thương mại đến phát triển tài chính đối với mỗi quốc gia phụ thuộc
vào mức thu nhập trung bình mỗi quốc gia.
Nghiên cứu của Baltagi và cộng sự (2009), Financial development and
openness: Evidence from panel data.
Baltagi và cộng sự (2009) cũng sử dụng dữ liệu bảng để nghiên cứu về
phát triển tài chính và độ mở thương mại, độ mở tài chính ở những quốc gia phát
triển và đang phát triển trên thế giới. Nhân tố phát triển tài chính được đo lường
bằng tín dụng tư nhân và chỉ số vốn hóa chứng khoán thị trường. Đối với những
nước đang phát triển, tác giả sử dụng hai biến để đo lường độ mở tài chính: chỉ
9
số tự do hóa tài chính (thu thập cho 42 nước đang phát triển từ 1980-2003) được
tính bằng tổng tài sản và nợ nước ngoài của quốc gia /GDP và chỉ số tự do hóa
dòng vốn được đo lường từ bốn biến giả về giới hạn giao dịch vốn được trình
bày trong báo cáo của IMF. Độ mở thương mại được đo lường bằng tổng xuất
nhập khẩu/GDP. Ngoài ra, trong mô hình nghiên cứu tác giả cũng đưa thêm các
biến để đo lường rủi ro quốc gia. Mối quan hệ giữa độ mở thương mại, độ mở tài
chính và phát triển tài chính được ước lượng bằng cách sử dụng phương pháp
system GMM. Biến công cụ được sử dụng là độ mở thương mại của quốc gia
khác có quan hệ thương mại và độ mở tài chính của Mỹ. Kết quả nghiên cứu cho
thấy tác động biên của độ mở tài chính và độ mở thương mại có mối quan hệ
nghịch chiều với mức độ mở cửa tài chính và mở cửa thương mại, tức là những
nền kinh tế đóng cửa sẽ được hưởng lợi ích từ việc mở cửa thương mại hoặc mở
cửa tài chính. Mặc dù một quốc gia có thể có lợi từ việc mở cửa thương mại và
tài chính đồng thời, nhưng nếu quốc gia đó chỉ mở cửa thương mại hoặc mở cửa
tài chính thì nó vẫn có thể có ích đối với phát triển khu vực ngân hàng.
Nghiên cứu của Hanh (2009), Financial Development, Financial
Openness and Trade Openness: New evidence.
Hanh (2009) điều tra các mối liên kết hai chiều giữa phát triển tài chính
với độ mở tài chính và độ mở thương mại của hai mươi chín nước đang phát
triển tại châu Á trong 14 năm từ 1994–2008. Trong bài nghiên cứu có các biến
chính: phát triển tài chính (được đo lường bằng cung tiền M3/GDP (LLY) và tín
dụng cho khu vực tư nhân/GDP (PRIVO); độ mở tài chính (được đo lường bằng
FDI/GDP (FDI) và dòng vốn tư nhân/ GDP (GPC)); độ mở thương mại (được đo
lường bằng tổng xuất nhập khẩu của quốc gia/GDP). Ngoài ra, còn có các biến
10
kiểm soát khác: biến đo lường độ rủi ro quốc gia (IRCG); tốc độ tăng trưởng
GDP (GDP); tỷ giá hối đoái thực; biến giả để đo lường khủng hoảng tài chính (CRI1 và CRI2). Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và độ mở được tác giả
kiểm định qua ba bước. Đầu tiên, tác giả kiểm định tính dừng và số đồng liên kết
của dữ liệu. Tiếp theo, tác giả sử dụng phương pháp phân tích đồng liên kết của
Pedroni (1999) để kiểm định mối quan hệ dài hạn giữa các biến. Cuối cùng, tác
giả sử dụng phương pháp Difference GMM được xây dựng bởi Arellano và
Bond (1991) để đưa ra kết quả ước lượng. Bài nghiên đã đạt được những kết quả
quan trọng sau: Thứ nhất, bài nghiên cứu cho thấy một mối quan hệ nhân quả
giữa phát triển tài chính với độ mở tài chính và độ mở thương mại. Sự mở cửa
thị trường hàng hóa và dịch vụ ở các nước đang phát triển là điều kiện tiên quyết
cho sự phát triển. Và ngược lại, phát triển tài chính và độ mở tài chính tạo điều
kiện cho các nước đang phát triển đạt được lợi ích lớn hơn trong việc mở cửa
thương mại. Thứ hai, bài nghiên cứu cho rằng mối quan hệ giữa các chỉ số đo
lường phát triển tài chính và độ mở tài chính là không đồng nhất. Tồn tại một
mối tương quan dương giữa độ mở tài chính và tín dụng dành cho khu vực tư
nhân (PRIVO). Trong khi đó, không có bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa
độ mở tài chính với cung tiền M3 (LLY).
2.3. Tác động của độ mở thương mại đến độ mở tài chính
Nghiên cứu của Kandiero và Chitiga (2006), Trade Openness and
Foreign Direct Investment in Africa.
Kandiero và Chitiga (2006) nghiên cứu về tác động của độ mở thương mại đến
đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI cho các nước ở châu Phi qua bốn giai đoạn
1980-1985, 1985-1990, 1990-1995, 1995-2001. Tác giả hồi quy biến FDI theo
11
các biến độ mở thương mại (Openess), thuế đánh trên thương mại quốc tế
(TAX), cơ sở hạ tầng (ROAD), lương (WAGE), quy mô thị trường (GDP), tỷ giá
hối đoái thực (REER). Ngoài ra để đưa ra kết quả hồi quy đáng tin cậy, sau đó
tác giả còn đưa vào hai biến khác là biến vùng miền và biến đo lường sự ổn định
chính trị của từng quốc gia. Phương pháp được sử dụng trong bài nghiên cứu là
GMM nhằm mục đích xử lý tốt vấn đề nội sinh của các biến trong mô hình
nghiên cứu. Bài nghiên cứu đã đưa ra các kết quả cho thấy rằng, độ mở thương
mại có tác động tích cực đối với việc thu hút vốn FDI của các nước châu Phi.
Đặc biệt, việc giảm thuế, hạn chế các hàng rào phi thuế quan sẽ có tác động
mạnh đến việc gia tăng FDI. Bên cạnh đó, ngành dịch vụ hiện tại đang được bảo
hộ nhiều nên nếu mở rộng tự do hóa trong khu vực này sẽ thu được lợi ích rất
lớn. Mặt khác, trong nghiên cứu của Lane và Milesi- Ferreti (2006), FDI được
xem như là chỉ tiêu đo lường cho nhân tố độ mở tài chính. Như vậy, độ mở
thương mại có tác động tích cực đối với việc thu hút FDI đồng nghĩa với việc độ
mở thương mại và độ mở tài chính có tương quan dương.
Nghiên cứu của Thomas và cộng sự (2008), Linkages between Financial
Deepening, Trade Openness and Economic Development: Causality Evidence
from Sub-Saharan Africa.
Thomas (2008) nghiên cứu về mối liên kết giữa phát triển tài chính, độ mở
thương mại, độ mở tài chính và tăng trưởng bằng cách sử dụng dữ liệu chuỗi thời
gian của 16 nước ở khu vực Tiểu Sahara châu Phi. Để thực hiện nghiên cứu tác
giả đã sử dụng các biến: tăng trưởng (được đo lường bằng GDP thực trên đầu
người), độ mở thương mại (được đo lường bằng tổng xuất nhập khẩu/GDP), phát
triển tài chính (có thể được đo lường bằng nhiều chỉ tiêu khác nhau như:
12
M2/GDP, tín dụng nội địa cho khu vực tư nhân/GDP…). Kết quả ước lượng cuối
cùng được đưa ra sau khi tác giả thực hiện lần lượt các kiểm định. Thứ nhất, tác
giả thực hiện phân tích khám phá nhân tố để tìm ra những nhân tố đo lường sự
phát triển tài chính. Thứ hai, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm
định đồng liên kết để xem xét tính dừng và mối đồng liên kết trong chuỗi dữ
liệu. Dựa theo đó, tác giả sẽ thực hiện các kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa
các biến trong mô hình. Cuối cùng, tác giả thực hiện kiểm định nhân quả
Granger, Var và VECM. Bài nghiên cứu đã đưa ra các kết quả: thứ nhất, không
có mối quan hệ trong dài hạn giữa các nhân tố phát triển tài chính, độ mở và tăng
trưởng kinh tế. Thứ hai, ít có bằng chứng cho thấy có mối quan hệ nhân quả giữa
chiều sâu tài chính và tăng trưởng kinh tế. Thứ ba, tồn tại một mối liên hệ giữa
độ mở thương mại và độ mở tài chính.
Nghiên cứu của Asongu Simplice Anutechia (2010), Linkages between
Financial Development and Openness: panel evidence from developing
countries.
Asongu (2010) nghiên cứu lý thuyết về mối liên kết giữa phát triển tài
chính và độ mở tại 29 nước đang phát triển ở châu Phi trong vòng 21 năm từ
1987-2008. Mối liên kết này tương quan dương và từ đó nó làm góp phần tăng
trưởng nền kinh tế ở các nước đang phát triển. Trong bài nghiên cứu, tác giả sử
dụng kỹ thuật dữ liệu bảng để kiểm định mối liên hệ hai chiều giữa phát triển tài
chính và độ mở với các biến: phát triển tài chính (được đo lường bằng 2 yếu tố:
tín dụng tư nhân bằng tiền gởi ngân hàng/GDP (PCRgdp) và cung tiền M3/GDP
(LLgdp)); độ mở tài chính (được đo lường bằng 2 yếu tố: đầu tư nước
ngoài/GDP (FDIgdp) và dòng vốn tư nhân/GDP (PCFgdp)); độ mở thương mại
13
(được đo lường bằng tổng xuất nhập khẩu/GDP (IXgdp) và biến kiểm soát tăng
trưởng GDP trên đầu người (GDPpcg). Để tiến hành tìm ra các ước lượng cho
mô hình, tác giả đã tiến hành các kiểm định. Thứ nhất, kiểm định nhân tố bằng
phương pháp PCA (Principal Component Analysis) để đo lường mức độ ảnh
hưởng của các nhân tố đến các biến phát triển tài chính và độ mở tài chính). Thứ
hai, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng của chuỗi
dữ liệu. Cuối cùng, tác giả thực hiện phương pháp GLS with FE (Generalized
Least Squares with Fixed Efect) để tìm ra các ước lượng và kiểm định các ước
lượng bằng kiểm định Robust. Kết quả của bài nghiên cứu cho thấy: độ mở
thương mại và độ mở tài chính có mối quan hệ hai chiều và là quan hệ cùng
chiều; phát triển tài chính và độ mở tài chính có mối quan hệ hai chiều và là quan
hệ nghịch chiều.
14
Bảng 2.1: Tóm tắt các công trình nghiên cứu trước đây
Nội dung Tác giả Tổng quan Kết quả nghiên cứu
nghiên cứu nghiên cứu
Do, Q.-T. and - 22 nước OECD, Tác động của độ mở Tác động
Levchenko 55 nước đang phát thương mại đến phát của độ mở
(2004) triển từ 1965- triển tài chính phụ thương mại
1995. thuộc vào mức thu đến phát
nhập trung bình của triển tài - Phương pháp mỗi quốc gia. chính OLS
Kim và cộng - 88 nước từ Tác động của độ mở
sự (2009) 1960-2005. thương mại đến phát
triển tài chính trong - Phương pháp ngắn và dài hạn phụ PMG thuộc vào mức thu
nhập trung bình mỗi
quốc gia.
15
Rajan và - 24 nước từ Nếu quốc gia mở cửa Tác động
Zingales 1913-1999. dòng vốn mạnh, độ của độ mở
mở thương mại sẽ có (2003) thương mại, - Phương pháp hồi tác động mạnh đến độ mở tài quy đa biến. phát triển tài chính. chính đến
phát triển
tài chính
Hook Law - 43 nước đang Độ mở thương mại,
(2006) phát triển từ độ mở tài chính có
1980-2001 tác động tích cực đối
với phát triển tài - Phương pháp chính mỗi quốc gia. PMG.
Baltagi và - Các nước Những nền kinh tế
cộng sự đang phát triển đóng của sẽ được
(2009) trên thế giới hưởng nhiều lợi ích
- Phương từ mở cửa thương
pháp GMM mại và mở cửa tài
chính.
Hanh (2009) Các nước châu Á Tồn tại mối quan hệ
16
từ 1994-2008. hai chiều giữa phát
triển tài chính và độ
mở thương mại, độ
mở tài chính.
Kandiero và Các nước châu Độ mở thương mại có Tác động
Chitiga (2006) Phi từ 1980-2001. tác động tích cực đến của độ mở
độ mở tài chính. thương mại
đến độ mở
tài chính.
Thomas và Các nước tiểu - Không có mối quan
cộng sự Saharan khu vực hệ trong dài hạn
(2008) châu Phi. giữa phát triển tài
chính và độ mở
- Có mối quan hệ giữa
độ mở tài chính và
độ mở thương mại.
17
Asongu 28 nước đang phát Độ mở thương mại và
(2010) triển ở châu Phi từ độ mở tài chính có
1987-2008 mối quan hệ hai chiều
và là quan hệ cùng Phương pháp chiều. phân tích dữ liệu
bảng. Độ mở tài chính và
phát triển tài chính có
mối quan hệ hai chiều
và là quan hệ nghịch
chiều.
18
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Mô hình nghiên cứu
Để nghiên cứu mối quan hệ giữa phát triển tài chính với độ mở thương
mại, độ mở tài chính ở những nước đang phát triển trên thế giới, dựa theo bài
nghiên cứu của Asongu Anuchieta tôi sử dụng những biến sau: tín dụng tư nhân
cấp bởi tiền gửi ngân hàng/GDP, nợ có tính thanh khoản/GDP, đầu tư trực tiếp
nước ngoài/GDP, tổng dòng vốn tư nhân/GDP, tổng xuất nhập khẩu/GDP, tốc độ
tăng trưởng GDP/đầu người.
Trong các công trình nghiên cứu trước đây, phát triển tài chính thường
được đo lường bằng nhiều chỉ tiêu: tín dụng tư nhân, cung tiền M3, tài sản ngân
hàng hay số công ty nội địa niêm yết trên sàn chứng khoán…Trong đó, hai chỉ
tiêu thường được sử dụng và có khả năng thu thập được dữ liệu là tín dụng tư
nhân cấp bởi tiền gửi ngân hàng và cung tiền M3. Vì thế, tôi quyết định sử dụng
các biến này để đo lường nhân tố phát triển tài chính.
Nhân tố độ mở tài chính được xây dựng theo chỉ tiêu của Lane và Milesi
Ferreti (2006) hay chỉ số độ mở tài khoản vốn (KOPEN) của Chin và Ito (2006).
Trong luận văn này, do hạn chế về mặt dữ liệu nên tôi dựa theo bài nghiên cứu
của Lane và Milesi Ferreti (2006), sử dụng hai biến đầu tư trực tiếp ra nước
ngoài và tổng dòng vốn tư nhân để đo lường độ mở tài chính. Các biến cũng
được sử dụng trong bài nghiên cứu của các tác giả Baltagi (2009) và
Hanh(2010).
19
Để đo lường độ mở thương mại Svaleryd and Vlachos (2002) sử dụng chỉ
số Sachs-Warner cho rằng một quốc gia mở cửa thương mại nếu không có một
trong các điều kiện sau: mức thuế quan trung bình hơn 40%, rào cản phi thuế
quan thấp hơn 40% tổng nhập khẩu, phần lớn xuất khẩu được bảo hộ bởi nhà
nước, phần bù tỷ giá hối đoái thị trường chợ đen lớn hơn 20%. Tuy nhiên, nhằm
đơn giản hóa việc đo lường, trong luận văn tôi sử dụng tỷ số tổng xuất nhập khẩu
so với GDP để đo lường nhân tố độ mở thương mại . Đây là cách đo lường tương
đối phổ biến, được sử dụng trong nhiều bài nghiên cứu như Baltagi (2009) và
Hanh(2010), Rajan và Zingales (2003).
Cuối cùng, dựa theo nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003) biến kiểm
soát GDP/đầu người sẽ được đưa vào mô hình nghiên cứu.
Dựa vào công trình nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003), Baltagi
(2009), Kim và cộng sự (2009), Do, Q.-T. and Levchenko (2004), độ mở thương
mại có tác động tích cực đến phát triển tài chính. Ngoài ra, Hanh(2010) tìm thấy
mối quan hệ hai chiều giữa phát triển tài chính và độ mở thương mại. Chính vì
thế, tôi cũng kỳ vọng tồn tại mối quan hệ hai chiều giữa phát triển tài chính và độ
mở thương mại. Cụ thể, độ mở thương mại tác động tích cực lên phát triển tài
chính và ngược lại.
Trong bài nghiên cứu của Baltagi (2009), Hook Law (2006) độ mở tài
chính cũng có tác động tích cực đến phát triển tài chính. Hanh (2010), Thomas
(2006) cũng có kết quả nghiên cứu cho thấy mối quan hệ hai chiều giữa độ mở
tài chính và phát triển tài chính. Dựa trên những kết quả đó, trong luận văn này,
tôi cũng kỳ vọng tồn tại mối quan hệ hai chiều tích cực giữa phát triển tài chính
và độ mở tài chính.
20
Kandiero và Chitiga (2006) đã đưa ra tác động tích cực của độ mở thương
mại đối với đầu tư trực tiếp nước ngoài. Vì thế, tôi cũng kỳ vọng giữa độ mở tài
chính và độ mở thương mại có mối tương quan dương.
Tóm lại, trong luận văn, nhân tố phát triển tài chính được đo lường bằng
hai biến: tín dụng tư nhân cấp bởi tiền gửi ngân hàng/GDP, cung tiền M3/GDP;
nhân tố độ mở tài chính đầu tư trực tiếp nước ngoài/GDP, tổng dòng vốn tư
nhân/GDP; nhân tố độ mở thương mại được đo lường bằng tổng xuất nhập
khẩu/GDP. Để nghiên cứu mối quan hệ giữa ba nhân tố trên tôi sẽ hồi quy lần
lượt từng biến theo các biến còn lại và biến kiểm soát tốc độ tăng trưởng GDP/
đầu người. Cụ thể, có 5 mô hình nghiên cứu sau:
FDIit = γ10i + γ11PCRit + γ12LLit + γ13IXit + γ14PCFit + γ15GDPpcgit + ε1it (1)
PCFit = γ20i + γ21PCRit + γ22LLit + γ23IXit + γ24FDIit + γ25GDPpcgit + ε2it (2)
LLit = γ30i + γ31PCFit + γ32FDIit + γ33IXit + γ34PCRit + γ35GDPpcgit + ε3it (3)
PCRit = γ40i + γ41PCFit + γ42FDIit + γ43IXit + γ44LLit + γ45GDPpcgit + ε4it (4)
IXit = γ50i + γ51PCFit + γ52FDIit + γ53PCRit + γ54LLit + γ55GDPpcgit + ε5it (5)
Trong đó, i=1…n: nước; t=1 …N: thời kỳ
21
Bảng 3.1: Mô tả biến trong mô hình nghiên cứu
Các nghiên cứu trước đây đã Biến Tên biến sử dụng
- Lane và Milesi Ferreti
Vốn đầu tư trực tiếp nước (2006),
ngoài/GDP của quốc gia i tại FDIit - Baltagi (2009) thời gian t
- Hanh(2010).
- Baltagi (2009)
Tổng dòng vốn tư - Hanh(2010).
nhân/GDP của quốc gia i tại PCFit
thời gian t.
- Hook law (2006)
- Kim và cộng sự (2009) Cung tiền M3/GDP của LLit quốc gia i tại thời gian t. - Hanh (2009)
- Asongu (2010)
22
Tín dụng tư nhân cấp bởi
tiền gửi ngân hàng của quốc
- Asongu (2010) PCRit gia i tài thời gian t.
Độ mở thương mại đo lường
- Hook law (2006) bằng tổng xuất nhập
khẩu/GDP của quốc gia i tại - Kim và cộng sự (2009)
thời gian t.
- Baltagi (2009) IXit
- Hanh (2009)
- Asongu (2010)
Tốc độ tăng trưởng GDP của
quốc gia i tại thời gian t. - GDPpcgit
23
Bảng 3.2: Mô tả biến độc lập và biến phụ thuộc sử dụng trong 5 phương
trình
Phương Biến Phụ Thuộc Biến Độc Lập Trình
PCRit
LLit
Phương FDIit IXit trình (1)
PCFit
GDPpcgit
PCRit
LLit
Phương PCFit IXit trình (2)
FDIit
GDPpcgit
Phương LLit PCFit trình (3)
24
FDIit
IXit
PCRit
GDPpcgit
PCFit
FDIit
Phương PCRit IXit trình (4)
PCRit
GDPpcgit
PCFit
FDIit
Phương IXit PCRit trình (5)
LLit
GDPpcgit
25
3.2. Dữ liệu nghiên cứu
3.2.1. Mẫu nghiên cứu
Luận văn sử dụng dữ liệu bảng của 29 nước đang phát triển trên thế giới trong
khoảng thời gian từ 2000-2011. Danh sách cụ thể các nước được trình bày trong
bảng sau:
Bảng 3.3: Danh sách các nước trong mẫu nghiên cứu
STT Tên nước STT Tên nước
Jordan 1 Angola 16
Kenya 2 Burundi 17
Bangladesh Cambodia 3 18
Lesotho 4 Belize 19
Morocco 5 Bolivia 20
Mali 6 Brazil 21
7 22 Colombia Mongolia
26
Dominican 23 Mozambique 8
Republic
Ecuador Malawi 24 9
Ghana Nigeria 25 10
Grenada Nicaragua 26 11
Guatemala Pakistan 27 12
Honduras Philippines 28 13
Indonesia Vietnam 29 14
Jamaica 15
27
3.2.2. Dữ liệu nghiên cứu
Dữ liệu được thu thập từ những nguồn đáng tin cậy như: World Bank,
UNCTAD. Cụ thể như sau:
Bảng 3.4: Nguồn thu thập dữ liệu nghiên cứu
Biến Tên biến Cách tính Nguồn thu thập
dữ liệu
Nợ có tính thanh % so với GDP Financial LL Development and khoản
structure database
Tín dụng tư nhân % so với GDP Financial PCR cấp bởi tiền gửi Development and
ngân hàng structure database
Tổng dòng vốn tư % so với GDP World Bank ‘s PCF nhân World
Developmet
Indicators
Đầu tư trực tiếp % so với GDP World Bank ‘s FDI nước ngoài World
Developmet
Indicators
28
Độ mở thương % tổng xuất nhập World Bank ‘s IX mại khẩu so với GDP World
Developmet
Indicators,
UNCTAD
Tốc độ tăng % thay đổi trong World Bank ‘s GDPpcg trường GDP/ đầu GDP/đầu người World
người hàng năm Developmet
Indicators,
UNCTAD
29
3.3. Phương pháp nghiên cứu
Để hồi quy các mô hình ở phần 3.1, tôi sẽ sử dụng phương pháp phân tích
dữ liệu bảng. Phương pháp này gồm có các phương pháp khác nhau: phương
pháp Pooled OLS, phương pháp tác động cố định, phương pháp tác động ngẫu
nhiên, và phương pháp GLS.
Phương pháp pooled OLS (phương pháp mà tất cả các hệ số đều không
đổi theo không gian và theo thời gian): phương pháp này thể hiện kết quả theo
giả định rằng không có sự khác biệt giữa ma trận dữ liệu của các đơn vị chéo.
Phương pháp fixed effects (FEM): dựa trên giả định rằng mỗi đơn vị
chéo đều có những đặc điểm riêng biệt có thể ảnh hưởng đến các biến giải thích,
phương pháp tác động cố định sẽ phân tích mối tương quan giữa sai số của mỗi
đơn vị chéo với các biến giải thích qua đó kiểm soát và tách ảnh hưởng của các
đặc điểm riêng biệt (không đổi theo thời gian) ra khỏi các biến giải thích để
chúng ta có thể ước lượng những ảnh hưởng ròng của biến giải thích lên biến
phụ thuộc. Để thực hiện điều đó, phương pháp tác động cố định sẽ cho tung độ
gốc thay đổi theo từng đơn vị nhưng vẫn giả định rằng tung độ gốc của một đơn
vị không đổi theo thời gian. Ta có thể viết mô hình cho phương pháp tác động cố
định như sau:
yit = β1i + β2xit + uit
Phương pháp random effects (REM): trong phương pháp này, hằng số β1i
trong mô hình hồi quy của mỗi đơn vị chéo giống như một tham số ngẫu nhiên
30
hơn là cố định. Nó được xem như là một hàm theo β1: β1i = β1 + εi, trong đó εi là
sai số ngẫu nhiên.
Ta có thể viết mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên như sau:
yit = α + βxit + wit trong đó wit = εi + uit
Với εi là thành phần sai số theo không gian, hay theo các đơn vị chéo, νit là
thành phần sai số theo không gian và chuỗi thời gian kết hợp.
Xit vẫn là ma trận 1xk vecto của các biến giải thích, nhưng không giống
phương pháp tác động cố định, biến giả để xác định sự khác biệt giữa các đơn vị
chéo không được sử dụng ở đây mà được phản ánh trong sai số εi.
Phương pháp FGLS: Khi sử dụng dữ liệu bảng, nếu như mô hình có một
trong hai hoặc cả hai hiện tượng trên, kết quả hồi quy đưa ra sẽ bị chệch, không
đáng tin cậy. Trong trường hợp đó, phương pháp FGLS (feasible generalized
least square) được sử dụng để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai
thay đổi. Phương pháp FGLS sẽ ước tính mô hình theo phương pháp OLS (ngay
cả trong trường hợp có sự tồn tại của hiện tượng tự tương quan và phương sai
thay đổi). Các sai số được rút ra từ mô hình sẽ được dùng để ước tính ma trận
phương sai - hiệp phương sai của sai số. Cuối cùng, sử dụng ma trận này để
chuyển đổi các biến ban đầu và ước tính giá trị các tham số cần tìm trong trong
mô hình.
Các kiểm định thực hiện:
31
- Kiểm định Breusch – Pagan Lagrangian (BP):
Giả thuyết Ho1: phương pháp Pooled OLS là phù hợp.
Nếu p-value < mức ý nghĩa đã chọn, có thể bác bỏ giả thuyết Ho1, tức là có thể
chọn phương pháp REM.
- Kiểm định Testparm:
Giả thuyết Ho2: không cần đưa thêm tác động thời gian vào mô hình FEM
Nếu p-value < mức ý nghĩa đã chọn, có thể bác bỏ giả thuyết Ho2, tức là nên đưa
thêm tác động thời gian vào mô hình.
- Kiểm định Hausman
Giả thuyết Ho3: tác động cá biệt của mỗi đơn vị chéo không gian không có tương
quan với các biến hồi quy khác trong mô hình.
Nếu p-value < mức ý nghĩa đã chọn, có thể bác bỏ giả thuyết Ho3, mô hình hồi
quy theo REM sẽ cho kết quả bị thiên lệch, vì vậy mô hình theo FEM được ưa
thích hơn.
- Kiểm định Wald: kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình
Giả thuyết Ho4: mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi.
Nếu p-value < mức ý nghĩa đã chọn, có thể bác bỏ giả thuyết Ho5, mô hình có
hiện tượng phương sai thay đổi.
32
- Kiểm định Lagram – Multiplier (LM): kiểm định hiện tượng tự tương
quan của sai số trong mô hình
Giả thuyết Ho5: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan.
Nếu p-value < mức ý nghĩa đã chọn, có thể bác bỏ giả thuyết Ho4, mô hình có
hiện tượng tự tương quan.
33
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Thống kê mô tả
stats ll pcr fdi pcf ix gdp max 127.14 109.09 55.03137 53.61098 211.149 19.56954 min 10.17 1.14 -3.973891 -10.96629 20.45355 -7.452179 mean 43.7054 29.5294 4.490724 4.567826 82.75946 3.143881 p50 38.72 24.985 3.380625 3.376929 72.47165 2.894688 sd 24.84963 19.34361 5.13597 6.462016 38.49989 3.518416
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến
Dựa vào bảng thống kê mô tả các biến trên, có thể nhận thấy rằng giá trị trung
bình và trung vị của các biến, đặc biệt là LL, PCR, IX khá chệnh nhau; độ lệch
chuẩn của các biến LL, PCR, IX cũng tương đối lớn. Điều đó có thể cho thấy
rằng, dữ liệu không có phân phối chuẩn.
Bảng 4.2: Ma trận tương quan
ll pcr fdi pcf ix gdp ll 1.0000 pcr 0.9064 1.0000 fdi 0.2604 0.3059 1.0000 pcf 0.2303 0.2651 0.9021 1.0000 ix 0.2131 0.1937 0.4290 0.3907 1.0000 gdp -0.0825 -0.0867 0.1014 0.0867 0.2065 1.0000
Dựa vào bảng ma trận tương quan trên, có thể thấy rằng, ngoại trừ giữa LL và
PCR; FDI và PCF có hệ số tương quan cao (do cùng đo lường cho một nhân tố)
34
thì hệ số tương quan giữa các biến đều thấp. Do vậy, trong mô hình nghiên cứu ít
có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Theo đó, các biến đưa vào mô
hình là tương đối phù hợp để nghiên cứu mối quan hệ giữa phát triển tài chính và
độ mở.
4.2. Kết quả các kiểm định cho 5 phương trình
Trước khi xem xét phương pháp nào phù hợp để ước lượng các mô hình,
tôi sẽ thực hiện các kiểm định đã nêu ở phần 3.2. Đầu tiên, để xem xét nên chọn
lựa giữa phương pháp Pooled OLS hay là REM/FEM kiểm định BP được thực
hiện. Nếu lựa chọn phương pháp REM/ FEM, tôi tiếp tục thực hiện kiểm định
xem có cần đưa tác động thời gian vào mô hình hay không. Sau đó, tôi sẽ thực
hiện kiểm định Hausman để xem xét nên lựa chọn phương pháp REM hay là
FEM. Cuối cùng, hai kiểm định Wald và LM được áp dụng để xem liệu rằng
trong mô hình có tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi, tự tương quan hay
không. Nếu mô hình tồn tại một trong hai, hoặc cả hai hiện tượng trên thì
phương pháp FGLS sẽ được sử dụng để đưa ra kết quả hồi quy tốt.
Kết quả kiểm định phương trình (1) cho thấy:
Kiếm định Breusch – Pagan Lagrangian (BP):
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
fdi[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]
Estimated results: Var sd = sqrt(Var) fdi 26.45281 5.14323 e 3.907409 1.976717 u .6143613 .7838121
Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 34.92 Prob > chi2 = 0.0000
35
Kiểm định Testparm
( 1) 2001.year = 0 ( 2) 2002.year = 0 ( 3) 2003.year = 0 ( 4) 2004.year = 0 ( 5) 2005.year = 0 ( 6) 2006.year = 0 ( 7) 2007.year = 0 ( 8) 2008.year = 0 ( 9) 2009.year = 0 (10) 2010.year = 0 (11) 2011.year = 0
F( 11, 302) = 1.26 Prob > F = 0.2481
Kiểm định Hausman
Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fixed random Difference S.E. pcr .0872238 .055751 .0314728 .0148042 ll -.0338378 -.0253821 -.0084557 .0189681 ix .005334 .011133 -.0057991 .009317 pcf .6431079 .6549847 -.0118768 .0067879 gdp .0732106 .0478958 .0253148 .0110116 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 17.86 Prob>chi2 = 0.0031
36
Kiểm định Wald
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (29) = 41276.44 Prob>chi2 = 0.0000
Kiểm định Lagram – Multiplier (LM)
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 2.900 Prob > F = 0.0997
Từ những kết quả kiểm định trên, chúng ta có tổng hợp kết quả kiểm định
phương trình (1) như sau:
Bảng 4.3: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (1)
Phương Kiểm định Kiểm định Kiểm định Kiểm định Kiểm định
trình 1 BP testparm Hausman Wald LM
Hệ số 0.0000 0.2481 0.0031 0.0000 0.0997 p-value
- Kiểm định BP có p-value <0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho1, phương pháp
pooled OLS là không phù hợp, hay nói cách khác phương pháp REM, FEM sẽ
phù hợp hơn.
37
- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p-
value >0.05 => không cần đưa thêm tác động thời gian vào mô hình.
- Kiểm định Hausman có p-value > 0.05 => chấp nhận giả thuyết Ho3,
phương pháp tác động cố định là phù hợp (FEM)
- Kiểm định Wald có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho4, mô hình có
xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
- Kiểm định LM có p-value > 0.05 => chấp nhận giả thuyết Ho5, không có
hiện tượng tự tương quan trong mô hình.
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình tác động cố
định, tôi thực hiện hồi quy phương trình (1) theo phương pháp FGLS.
Kết quả kiểm định phương trình (2):
Kiếm định Breusch – Pagan Lagrangian (BP):
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
pcf[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]
Estimated results: Var sd = sqrt(Var) pcf 41.75765 6.462016 e 7.013208 2.648246 u .6807802 .8250941
Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 10.49 Prob > chi2 = 0.0012
38
Kiểm định Testparm:
( 1) 2001.year = 0 ( 2) 2002.year = 0 ( 3) 2003.year = 0 ( 4) 2004.year = 0 ( 5) 2005.year = 0 ( 6) 2006.year = 0 ( 7) 2007.year = 0 ( 8) 2008.year = 0 ( 9) 2009.year = 0 (10) 2010.year = 0 (11) 2011.year = 0
F( 11, 302) = 1.38 Prob > F = 0.1823
Kiểm định Hausman
Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fixed random Difference S.E. pcr -.0854172 -.0336866 -.0517305 .0217015 ll .0305038 .0183634 .0121405 .0265478 ix .0283669 .0030713 .0252956 .012695 fdi 1.154281 1.147035 .0072468 .0152758 gdp -.0992552 -.0434885 -.0557667 .0166723 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 15.34 Prob>chi2 = 0.0090
39
Kiểm định Wald
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (29) = 1.8e+05 Prob>chi2 = 0.0000
Kiểm định Lagram – Multiplier (LM)
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 0.007 Prob > F = 0.9325
Từ những kết quả kiểm định trên, chúng ta có tổng hợp kết quả kiểm định
phương trình (2) như sau:
Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (2)
Phương trình 2 Kiểm định BP Kiểm định testparm Kiểm định Hausman Kiểm định Wald Kiểm định LM
0.0012 0.1823 0.0090 0.0000 0.9325 Hệ số p-value
40
- Kiểm định BP có p-value <0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho1, phương pháp
pooled OLS là không phù hợp.
- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p-
value >0.05 => không cần đưa thêm tác động thời gian vào mô hình.
- Kiểm định Hausman có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho3, phương
pháp tác động cố định phù hợp (FEM)
- Kiểm định Wald có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho4, mô hình có
xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
- Kiểm định LM có p-value > 0.05 => chấp nhận giả thuyết Ho5, không có
hiện tượng tự tương quan trong mô hình.
Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình tác động cố
định, tôi thực hiện hồi quy phương trình (2) theo phương pháp FGLS.
Kết quả kiểm định phương trình (3):
Kiếm định Breusch – Pagan Lagrangian (BP):
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
ll[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]
Estimated results: Var sd = sqrt(Var) ll 618.5963 24.8716 e 21.78893 4.667862 u 93.09321 9.648482
Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 964.88 Prob > chi2 = 0.0000
41
Kiểm định Testparm:
( 1) 2001.year = 0 ( 2) 2002.year = 0 ( 3) 2003.year = 0 ( 4) 2004.year = 0 ( 5) 2005.year = 0 ( 6) 2006.year = 0 ( 7) 2007.year = 0 ( 8) 2008.year = 0 ( 9) 2009.year = 0 (10) 2010.year = 0 (11) 2011.year = 0
F( 11, 302) = 9.47 Prob > F = 0.0000
Kiểm định Hausman
Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fixed random Difference S.E. pcf .1438772 .1144431 .0294342 . fdi -.2489126 -.2185469 -.0303656 . ix .0685791 .057889 .0106902 .0032006 pcr .6315116 .8178689 -.1863573 .0103911 gdp -.0887638 .0022372 -.091001 . b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 242.12 Prob>chi2 = 0.0000
42
Kiểm định Wald
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (29) = 6193.95 Prob>chi2 = 0.0000
Kiểm định Lagram – Multiplier (LM)
. xtserial ll pcf fdi ix pcr gdp
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 485.693 Prob > F = 0.0000
Từ những kết quả kiểm định trên, chúng ta có tổng hợp kết quả kiểm định
phương trình (3) như sau:
Bảng 4.5: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (3)
Phương Kiểm định Kiểm định Kiểm định Kiểm định Kiểm định
trình 3 BP testparm Hausman Wald LM
Hệ số 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 p-value
43
- Kiểm định BP có p-value <0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho1, phương pháp
pooled OLS là không phù hợp.
- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p-
value < 0.05 => nên đưa thêm tác động thời gian vào mô hình.
- Kiểm định Hausman có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho3, phương
pháp tác động cố định phù hợp (FEM)
- Kiểm định Wald có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho4, mô hình có
xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
- Kiểm định LM có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho5, mô hình có
xảy ra hiện tượng tự tương quan.
Để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi trong mô
hình tác động cố định, tôi thực hiện hồi quy phương trình (3) theo phương pháp
FGLS.
44
Kết quả kiểm định phương trình (4):
Kiếm định Breusch – Pagan Lagrangian (BP):
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
pcr[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]
Estimated results: Var sd = sqrt(Var) pcr 374.9517 19.36367 e 22.50464 4.743905 u 49.15526 7.011081
Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 764.79 Prob > chi2 = 0.0000
Kiểm định Testparm:
( 1) 2001.year = 0 ( 2) 2002.year = 0 ( 3) 2003.year = 0 ( 4) 2004.year = 0 ( 5) 2005.year = 0 ( 6) 2006.year = 0 ( 7) 2007.year = 0 ( 8) 2008.year = 0 ( 9) 2009.year = 0 (10) 2010.year = 0 (11) 2011.year = 0
F( 11, 302) = 1.73 Prob > F = 0.0656
45
Kiểm định Hausman
Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fixed random Difference S.E. pcf -.270088 -.2709593 .0008714 .0186296 fdi .4820252 .51217 -.0301448 .0242756 ix .0164504 .0089267 .0075237 .0160306 ll .8252072 .7697044 .0555028 .0340158 gdp -.1249253 -.1879436 .0630183 .0311957 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 178.27 Prob>chi2 = 0.0000
Kiểm định Wald
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (29) = 8802.94 Prob>chi2 = 0.0000
Kiểm định Lagram – Multiplier (LM)
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 685.686 Prob > F = 0.0000
46
Từ những kết quả kiểm định trên, chúng ta có tổng hợp kết quả kiểm định
phương trình (4) như sau:
Bảng 4.6: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (4)
Phương Kiểm định Kiểm định Kiểm định Kiểm định Kiểm định
trình 4 BP testparm Hausman Wald LM
Hệ số 0.0000 0.0656 0.0000 0.0000 0.0000 p-value
- Kiểm định BP có p-value <0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho1, phương pháp
pooled OLS là không phù hợp.
- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p-
value > 0.05 => không cần đưa thêm tác động thời gian vào mô hình.
- Kiểm định Hausman có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho3, phương
pháp tác động cố định phù hợp (FEM)
- Kiểm định Wald có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho4, mô hình có
xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
47
- Kiểm định LM có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho5, có hiện tượng
tự tương quan trong mô hình.
Để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi trong mô
hình tác động cố định, tôi thực hiện hồi quy phương trình (4) theo phương pháp
FGLS.
Kết quả kiểm định phương trình (5):
Kiếm định Breusch – Pagan Lagrangian (BP):
Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects
ix[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]
Estimated results: Var sd = sqrt(Var) ix 1485.32 38.53985 e 113.3442 10.64633 u 987.4554 31.4238
Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 1267.36 Prob > chi2 = 0.0000
Kiểm định Testparm:
( 1) 2001.year = 0 ( 2) 2002.year = 0 ( 3) 2003.year = 0 ( 4) 2004.year = 0 ( 5) 2005.year = 0 ( 6) 2006.year = 0 ( 7) 2007.year = 0 ( 8) 2008.year = 0 ( 9) 2009.year = 0 (10) 2010.year = 0 (11) 2011.year = 0
F( 11, 302) = 3.78 Prob > F = 0.0000
48
Kiểm định Hausman
Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fixed random Difference S.E. pcf .4970496 .4520325 .045017 . fdi .067592 .1976607 -.1300687 . pcr .077411 .074943 .0024679 . ll .4216968 .329782 .0919148 .0649561 gdp .4054562 .7730336 -.3675774 .0430204 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 43.19 Prob>chi2 = 0.0000
Kiểm định Wald
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
chi2 (29) = 1927.93 Prob>chi2 = 0.0000
Kiểm định Lagram – Multiplier (LM)
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 28) = 31.255 Prob > F = 0.0000
49
Từ những kết quả kiểm định trên, chúng ta có tổng hợp kết quả kiểm định
phương trình (5) như sau:
Bảng 4.7: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (5)
Phương Kiểm định Kiểm định Kiểm định Kiểm định Kiểm định
trình 5 BP testparm Hausman Wald LM
Hệ số 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 p-value
- Kiểm định BP có p-value <0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho1, phương pháp
pooled OLS là không phù hợp.
- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p-
value < 0.05 => nên đưa thêm tác động thời gian vào mô hình.
- Kiểm định Hausman có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho3, phương
pháp tác động cố định phù hợp (FEM)
- Kiểm định Wald có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho4, mô hình có
xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi.
- Kiểm định LM có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho5, có hiện tượng
tự tương quan trong mô hình.
50
Để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi trong mô
hình tác động cố định, tôi thực hiện hồi quy phương trình (5) theo phương pháp
FGLS.
51
4.3. Kết quả nghiên cứu
Sau khi thực hiện 5 kiểm định nêu trên, kết quả cho thấy rằng cả 5 phương trình
đều được áp dụng phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượng phương sai thay
đổi và tự tương quan.
Kết quả FGLS phương trình (1)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation
Estimated covariances = 29 Number of obs = 347 Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 29 Estimated coefficients = 6 Obs per group: min = 11 avg = 11.96552 max = 12 Wald chi2(5) = 2588.72 Prob > chi2 = 0.0000
fdi Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcr .0302086 .0072159 4.19 0.000 .0160657 .0443514 ll -.0179876 .0057377 -3.13 0.002 -.0292332 -.0067419 ix .0088689 .0013722 6.46 0.000 .0061794 .0115583 pcf .7643092 .0218884 34.92 0.000 .7214086 .8072097 gdp .0139432 .015766 0.88 0.376 -.0169577 .044844 _cons .0139899 .1500909 0.09 0.926 -.2801828 .3081627
Kết quả FGLS phương trình (2)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: no autocorrelation
Estimated covariances = 29 Number of obs = 347 Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 29 Estimated coefficients = 6 Obs per group: min = 11 avg = 11.96552 max = 12 Wald chi2(5) = 4040.06 Prob > chi2 = 0.0000
pcf Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcr -.0068349 .0070663 -0.97 0.333 -.0206846 .0070149 ll .0040583 .0055605 0.73 0.465 -.0068401 .0149567 ix .0003735 .0012448 0.30 0.764 -.0020664 .0028133 fdi 1.011613 .0215684 46.90 0.000 .9693392 1.053886 gdp .0017292 .0133966 0.13 0.897 -.0245276 .0279859 _cons -.224643 .1278591 -1.76 0.079 -.4752423 .0259563
52
Kết quả FGLS phương trình (3)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.8768)
Estimated covariances = 29 Number of obs = 347 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 29 Estimated coefficients = 6 Obs per group: min = 11 avg = 11.96552 max = 12 Wald chi2(5) = 819.99 Prob > chi2 = 0.0000
ll Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcf .1046384 .0491439 2.13 0.033 .0083181 .2009588 fdi -.0548587 .0670248 -0.82 0.413 -.1862249 .0765075 ix .0130696 .012628 1.03 0.301 -.0116807 .03782 pcr .8935617 .0322019 27.75 0.000 .8304471 .9566763 gdp -.0279744 .032314 -0.87 0.387 -.0913088 .0353599 _cons 14.05883 1.348933 10.42 0.000 11.41497 16.70269
Kết quả FGLS phương trình (4)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.8832)
Estimated covariances = 29 Number of obs = 347 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 29 Estimated coefficients = 6 Obs per group: min = 11 avg = 11.96552 max = 12 Wald chi2(5) = 704.00 Prob > chi2 = 0.0000
pcr Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcf -.09233 .0408401 -2.26 0.024 -.1723752 -.0122849 fdi .09692 .0570165 1.70 0.089 -.0148303 .2086702 ix -.0024067 .0108295 -0.22 0.824 -.0236322 .0188188 ll .6394485 .0246228 25.97 0.000 .5911887 .6877083 gdp -.0496584 .0229266 -2.17 0.030 -.0945936 -.0047231 _cons .7381999 1.220122 0.61 0.545 -1.653196 3.129595
53
Kết quả FGLS phương trình (5)
Cross-sectional time-series FGLS regression
Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.8265)
Estimated covariances = 29 Number of obs = 347 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 29 Estimated coefficients = 6 Obs per group: min = 11 avg = 11.96552 max = 12 Wald chi2(5) = 61.71 Prob > chi2 = 0.0000
ix Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcf .1123909 .1761703 0.64 0.523 -.2328965 .4576783 fdi .7375593 .2367845 3.11 0.002 .2734702 1.201648 pcr .2142904 .1683352 1.27 0.203 -.1156406 .5442214 ll .1736541 .1311513 1.32 0.185 -.0833977 .4307059 gdp .4674007 .1330994 3.51 0.000 .2065307 .7282707 _cons 56.92007 3.917962 14.53 0.000 49.24101 64.59914
Bảng 4.8 trình bày kết quả hồi quy tổng hợp cho 5 phương trình bằng phương
pháp FGLS.
Bảng 4.8: Tổng hợp kết quả hồi quy
5 phương trình bằng phương pháp FGLS
Biến Biến phụ thuộc
giải
thích Độ mở tài chính Phát triển tài chính Độ mở
thương mại
FDI (1) PCF (2) LL (3) PCR (4) IX (5)
FDI 1.011*** -0.0548 0.0969* 0.7375***
54
PCF 0.7643*** 0.1046** -0.0923** 0.1123
LL -0.0179*** 0.0040 0.6394*** 0.1736
PCR 0.0302*** -0.0068 0.8935*** 0.2142
IX 0.0088*** 0.00037 0.0130 -0.0024 .
GDP 0.0139 0.00172 -0.0279 -0.0496** 0.4674***
Hằng số 0.0139 -0.2246 14.0588 0.7381 56.92*
Chú thích: ***, **, * đại diện cho mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%.
Dựa vào bảng kết quả trên, có thể đưa ra những nhận xét sau:
Tác động của nhân tố phát triển tài chính đến độ mở tài chính: được thể
hiện thông qua hệ số hồi quy của các biến LL và PCR trong phương trình (1),
(2).
+ Trong phương trình (2), hệ số hồi quy của hai biến LL và PCR không có ý
nghĩa thống kê, khi sử dụng biến dòng vốn tư nhân (PCF) để đo lường độ mở tài
chính thì phát triển tài chính không tác động đến độ mở tài chính.
+ Trong khi đó, đối với phương trình (1), hệ số hồi quy của biến LL và PCR
đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, điều này hàm ý rằng, phát triển tài chính
55
được đo lường bằng dòng vốn FDI sẽ có tác động đến độ mở tài chính. Hệ số hồi
quy của biến LL âm, cho thấy rằng nếu cung tiền M3/GDP giảm 1% thì dòng
vốn FDI sẽ gia tăng 0.0179%. Hệ số hồi quy biến PCR dương, cho thấy nếu
dòng vốn tư nhân tăng 1% thì dòng vốn FDI sẽ gia tăng 0.0302%. Kết quả này
tương đồng với kết quả của Hanh (2009). Tác giả cho rằng cả hai hệ số đó đều
cho thấy rằng, chiều sâu tài chính của một quốc gia đóng vai trò tích cực trong
việc thu hút vốn FDI. Hay nói cách khác, phát triển tài chính có tương quan
dương với độ mở tài chính.
Tác động của nhân tố độ mở tài chính đến phát triển tài chính: được thể
hiện thông qua hệ số hồi quy của các biến FDI, PCF trong phương trình (3), (4)
+ Phương trình (3) cho thấy, hệ số hồi quy của biến FDI không có ý nghĩa
thống kê.
+ Phương trình (4) cho thấy hệ số hồi quy của biến FDI dương, có ý nghĩa
thống kê ở mức 10%, tức là1% gia tăng trong vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài
FDI làm tăng 0.0969% tín dụng tư nhân cấp bởi khu vực ngân hàng.
Tóm lại, độ mở tài chính đo lường bằng dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài
có tác động tích cực đối với phát triển tài chính.
+ Hệ số hồi quy của biến PCF trong phương trình (3) dương, có ý nghĩa thống
kê ở mức 5%. Tức là, 1% gia tăng trong tổng dòng vốn tư nhân dẫn đến gia tăng
0.1046% trong cung tiền M3/GDP. Điều này hàm ý rằng, dòng vốn tư nhân sẽ
khiến cho cung tiền M3 trong nền kinh tế gia tăng, đây không phải là dấu hiệu
tốt đối với những nước đang phát triển.
56
+ Hệ số hồi quy của biến PCF trong phương trình (4) âm, có ý nghĩa thống kê
ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả này hàm ý rằng, dòng vốn tư nhân chảy vào trong
nước có thể làm giảm tín dụng tư nhân cấp bởi khu vực ngân hàng, hay nói cách
khác, độ mở tài chính có tác động nghịch chiều đối với phát triển tài chính.
Như vậy, độ mở tài chính đo lường bằng dòng vốn tư nhân PCF có tác động
đối với phát triển tài chính. Tuy nhiên, tác động này tùy thuộc vào chỉ tiêu đo
lường phát triển tài chính.
Tác động của độ mở thương mại đến độ mở tài chính: được thể hiện thông
qua hệ số hồi quy của biến IX trong phương trình (1), (2).
+ Trong phương trình (1), hệ số hồi quy của biến IX dương, có ý nghĩa thống
kê ở mức 1%. Nghĩa là, 1% gia tăng trong độ mở thương mại dẫn đến 0.0088%
gia tăng trong dòng vốn FDI.
+ Trong phương trình (2), hệ số hồi quy của biến IX không có ý nghĩa thống
kê.
Tóm lại, có thể kết luận rằng độ mở thương mại có tác động tích cực đối với
độ mở tài chính, nếu một quốc gia càng mở cửa thương mại thì càng nâng cao
khả năng thu hút dòng vốn nước ngoài đầu tư vào. Kết quả này tương đồng với
kết quả nghiên cứu của Kandiero và Chitiga (2006), Hanh (2009) và Asongu
(2010).
Tác động của độ mở tài chính đến độ mở thương mại: được thể hiện thông
qua hệ số hồi quy của các biến FDI và PCF trong phương trình (5).
57
+ Hệ số hồi quy biến PCF không có ý nghĩa thống kê.
+ Hệ số hồi quy biến FDI dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, tức 1% gia
tăng trong dòng vốn FDI làm gia tăng 0.7375% trong độ mở thương mại.
Kết quả hồi quy trên cho thấy, độ mở tài chính có tương quan dương với độ
mở thương mại, tương tự như kết quả của Hanh (2009), Asongu (2010).
Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính: được thể hiện
qua hệ số hồi quy của biến IX trong phương trình (3) (4).
+ Hệ số hồi quy của biến IX trong phương trình (3) (4) không có ý nghĩa
thống kê, điều này hàm ý rằng đối với mẫu dữ liệu nghiên cứu của luận văn độ
mở thương mại không tác động đến phát triển tài chính.
Tác động của phát triển tài chính đến độ mở thương mại: được thể hiện
thông qua hệ số hồi quy của biến LL, PCR trong phương trình (5).
+ Hệ số hồi quy của hai biến LL, PCR trong phương trình (5) không có ý
nghĩa thống kê. Kết quả này cho thấy, đối với mẫu dữ liệu sử dụng trong luận
văn, phát triển tài chính không có tác động đối với đọ mở thương mại.
Tóm lại, kết quả hồi quy được trình bày trong bảng 4.8 cho thấy đối với mẫu
nghiên cứu sử dụng trong luận văn, có tồn tại mối quan hệ hai chiều giữa độ mở
thương mại và độ mở tài chính, độ mở tài chính và phát triển tài chính. Ngoài ra,
kết quả cũng cho thấy không có mối quan hệ giữa độ mở thương mại và phát
triển tài chính.
58
5. Kết luận
Tăng trưởng kinh tế của một quốc gia được ảnh hưởng bởi nhiều yếu tố và
trong đó phát triển tài chính góp phần rất quan trọng. Với việc toàn cầu hóa thế
giới ngày càng phát triển như ngày nay, thì hệ thống tài chính toàn cầu ngày
càng được xây dựng một cách chặt chẽ. Thực tế cho thấy, việc khủng khoảng tài
chính tại những quốc gia phát triển đã nhanh chóng ảnh hưởng tới hệ thống tài
chính của những quốc gia đang phát triển, từ đó làm cho nền kinh tế của các
quốc gia này khủng hoảng nghiêm trọng. Do vậy,việc phát triển tài chính ổn định
sẽ giúp làm gia tăng các nguồn lực của quốc gia này trong việc chống chọi với
những khủng hoảng kinh tế, giúp cho nền kinh tế quốc gia đứng vững trước
khủng hoảng kinh tế thê giới như hiện nay. Ngày nay, khi mà hầu hết các quốc
gia đều xây đựng một nền kinh tế mở cửa thì thương mại ngày càng phát triển,
mở rộng. Ngoài ra, các chính sách về tự do hóa tài chính nhằm thu hút nguồn
vốn FDI đã góp phần tăng trưởng kinh tế của các quốc gia đang phát triển rất
nhiều.
Như vậy, cả phát triển tài chính và độ mở thương mại, độ mở tài chính đều
góp phần làm tăng trưởng kinh tế của quốc gia. Nhưng giữa chúng có mối quan
hệ như thế nào, thì tôi đã sử dụng phương pháp FGLS nghiên cứu dữ liệu mẫu tại
29 quốc gia đang phát triển với thời gian 11 năm từ 2000 – 2011 để xem xét mối
quan hệ này.
Từ kết quả hồi quy cho thấy, có tồn tại mối quan hệ hai chiều giữa độ mở
thương mại và độ mở tài chính đúng như kết quả của các nghiên cứu trước đây
Kandiero và Chitiga (2006), Hanh (2009) và Asongu (2010), mối quan hệ này có
tương quan dương. Mối quan hệ giữa độ mở tài chính và phát triển tài chính
59
đúng như kết quả của nghiên cứu Hanh (2009). Ngoài ra, kết quả hồi quy cũng
chưa cho thấy được: mối quan hệ giữa độ mở thương mại và phát triển tài chính
một cách rõ ràng.
Với những kết quả đạt được, nghiên cứu này đã cho thấy để phát triển tài
chính các quốc gia đang phát triển nên mở rộng, tăng cường các chính sách hỗ
trợ thu hút nguồn vốn FDI từ nước ngoài. Bên cạnh đó, các quốc gia này nên
tăng cung tiền và tín dụng tư nhân để giúp cho các doanh nghiệp trong nước
ngày càng mở rộng xuất khẩu làm gia tăng cán cân thương mại quốc gia. Từ đó
tạo nguồn thu lớn cho ngân sách quốc gia. Điều này đã tạo nên uy tín của quốc
gia đối với các bạn bè trên thế giới, đây chính là nguồn quan trọng để thu hút
được nguồn vốn đầu tư nước ngoài FDI. Như vậy, phát triển tài chính và độ mở
thương mại, độ mở tài chính cứ như một vòng tròn kín giúp cho nền kinh tế phát
triển ổn định
Tuy nhiên, nghiên cứu của tôi vẫn còn có những hạn chế:
Do có nhiều khó khăn trong việc thu thập dữ liệu nên với mẫu nghiên cứu
dữ liệu bảng với 29 quốc gia đang phát triển trong vòng 11 nước là không lớn.
Các biến nghiên cứu dựa trên những nghiên cứu trước đây chưa đo lường
hết tổng thể các yếu tố phát triển tài chính, độ mở thương mại, độ mở tài chính.
Để khắc phục những hạn chế, trong các bài nghiên cứu sau, tôi sẽ nghiên cứu
với mẫu lớn hơn, đưa thêm biến đo lường mới nhằm đi sâu hơn vào mối liên
quan hệ giữa độ mở thương mại, độ mở tài chính và phát triển tài chính.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Asongu Simplice Anutechia (2010), Linkages between Financial
Developmentand Openness: panel evidence from developing countries.
2. Baltagi, B.H., Demetriades, P.O., & Law, S. H.,(2009), Financial
Development and Openness: evidence from panel data, Journal of
Development Economics, 89(2), pp.285-296.
3. Do, Q.T., and Levchenko, A.A., 2004, Trade and financial
development, World Bank Working Paper 3347
4. Dornbusch, R. (1992), The Case for Trade Liberalization in the
Developing countries, Journal of Economic Perspectives, 6(1), pp.69-85.
5. Fatih Yucel, (2009), Causal Relationships between Financial
Development, Trade, Openness and Economic Growth: The Case of Turkey,
Journal of Social Sciences, ISSN 1549-3652
6. Hanh, P. T. H., (2010), Financial Development, Financial Openness
and Trade Openness: New evidence, CARE – EMR, University of Rouen,
France.
7. International Monetary Fund, 2013. World Economic Outlook
database.
8. Joshua Aizenman, and Ilan Noy (2005), FDI and Trade – Two Way
Linkages?.
9. Kandiero, T., & Chitiga, M.,(October, 2006), Trade Openness and
Foreign Direct Investment in Africa, Department of Economics, University of
Pretoria.
10. Kim, D., Lin, S., & Suen, Y., (2009), Dynamic effects of trade
openness on financial development, Economic Modelling, 27, pp. 254-261.
11. Menzie D. Chinn, and Hiro Ito, (2005), What matters for financial
evelopment? Capital Controls, Istitutions, and Interactions, Cambridge, MA
02138.
12. Omoke Philip Chimobi,( 2010), The causal Relationship among
Financial Development, Trade Openness and Economic Growth in Nigeria,
International Journal of Economics and Finance.
13. Rajan, R.G., & Zingales, L., (2003), The great reversals: the
politics of financial development in the twentieth century, Journal of Financial
Economics, 69,pp.5–50.
14. Siong Hook Law (2006), Openness, Institutions and Financial
Development.
15. Takashi Yamano, (2009), Lecture Notes on Advanced
Econometrics, Lecture 10: GLS, WLS, and FGLS.
16. Thomas Gries, Kraft, M., & Meierrieks, D., (2008), Linkages
between financial deepening, trade openness, and economic development:
causality evidence from Sub-Saharan Africa, World Development, 37(12), pp.
1849-1860.
17. Thorsten Beck, (2002), Financial Development and International
Trade. Is There a Link?, World Bank.
18. The World Bank Groups, 2013. World Development Indicators.
19. UNCTAD, 2013. World Investment Report.
Phụ lục 1: Bảng kết quả bằng phương pháp REM của phương trình (1)
Random-effects GLS regression Number of obs = 347 Group variable: ctry Number of groups = 29
R-sq: within = 0.7705 Obs per group: min = 11 between = 0.9006 avg = 12.0 overall = 0.8235 max = 12
Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(5) = 1326.06 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
fdi Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcr .055751 .0176422 3.16 0.002 .021173 .0903291 ll -.0253821 .0144739 -1.75 0.079 -.0537503 .0029861 ix .011133 .0048211 2.31 0.021 .0016839 .0205822 pcf .6549847 .0203123 32.25 0.000 .6151733 .6947961 gdp .0478958 .0342182 1.40 0.162 -.0191705 .1149622 _cons -.1126272 .4730621 -0.24 0.812 -1.039812 .8145575 sigma_u .78381205 sigma_e 1.9767168 rho .13586743 (fraction of variance due to u_i)
Phụ lục 2: Bảng kết quả bằng phương pháp FEM của phương trình (1)
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 347 Group variable: ctry Number of groups = 29
R-sq: within = 0.7730 Obs per group: min = 11 between = 0.8629 avg = 12.0 overall = 0.8100 max = 12
F(5,313) = 213.22 corr(u_i, Xb) = 0.0051 Prob > F = 0.0000
fdi Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] pcr .0872238 .0230307 3.79 0.000 .0419093 .1325383 ll -.0338378 .0238596 -1.42 0.157 -.0807833 .0131077 ix .005334 .0104904 0.51 0.611 -.0153067 .0259746 pcf .6431079 .0214165 30.03 0.000 .6009694 .6852463 gdp .0732106 .0359463 2.04 0.043 .0024836 .1439376 _cons -.2195234 .9122012 -0.24 0.810 -2.014345 1.575298 sigma_u 1.2395684 sigma_e 1.9767168 rho .28224597 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(28, 313) = 3.43 Prob > F = 0.0000
Phụ lục 3: Bảng kết quả bằng phương pháp REM của phương trình (2)
Random-effects GLS regression Number of obs = 347 Group variable: ctry Number of groups = 29
R-sq: within = 0.7604 Obs per group: min = 11 between = 0.9111 avg = 12.0 overall = 0.8131 max = 12
Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(5) = 1285.33 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
pcf Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcr -.0336866 .0223913 -1.50 0.132 -.0775727 .0101995 ll .0183634 .0179048 1.03 0.305 -.0167294 .0534561 ix .0030713 .0058268 0.53 0.598 -.0083491 .0144917 fdi 1.147035 .0352737 32.52 0.000 1.077899 1.21617 gdp -.0434885 .0451717 -0.96 0.336 -.1320235 .0450465 _cons -.5064146 .5639353 -0.90 0.369 -1.611707 .5988783 sigma_u .82509408 sigma_e 2.6482463 rho .0884821 (fraction of variance due to u_i)
Phụ lục 4: Bảng kết quả bằng phương pháp FEM của phương trình (2)
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 347 Group variable: ctry Number of groups = 29
R-sq: within = 0.7658 Obs per group: min = 11 between = 0.8310 avg = 12.0 overall = 0.7819 max = 12
F(5,313) = 204.69 corr(u_i, Xb) = -0.2842 Prob > F = 0.0000
pcf Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] pcr -.0854172 .0311821 -2.74 0.007 -.1467703 -.0240641 ll .0305038 .0320213 0.95 0.342 -.0325005 .0935081 ix .0283669 .0139683 2.03 0.043 .0008832 .0558505 fdi 1.154281 .0384393 30.03 0.000 1.078649 1.229914 gdp -.0992552 .0481503 -2.06 0.040 -.1939944 -.004516 _cons -1.459194 1.219421 -1.20 0.232 -3.858493 .9401037 sigma_u 1.7591338 sigma_e 2.6482463 rho .30615604 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(28, 313) = 2.50 Prob > F = 0.0001
Phụ lục 5: Bảng kết quả bằng phương pháp REM của phương trình (3)
Random-effects GLS regression Number of obs = 347 Group variable: ctry Number of groups = 29
R-sq: within = 0.6666 Obs per group: min = 11 between = 0.8520 avg = 12.0 overall = 0.8186 max = 12
Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(5) = 726.13 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
ll Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcf .1144431 .1009869 1.13 0.257 -.0834875 .3123737 fdi -.2185469 .13506 -1.62 0.106 -.4832598 .0461659 ix .057889 .0226425 2.56 0.011 .0135105 .1022674 pcr .8178689 .0332491 24.60 0.000 .7527019 .8830358 gdp .0022372 .0865689 0.03 0.979 -.1674347 .1719091 _cons 15.21387 2.588318 5.88 0.000 10.14086 20.28688 sigma_u 9.6484825 sigma_e 4.6678617 rho .81033665 (fraction of variance due to u_i)
Phụ lục 6: Bảng kết quả bằng phương pháp FEM của phương trình (3)
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 347 Group variable: ctry Number of groups = 29
R-sq: within = 0.7523 Obs per group: min = 11 between = 0.8392 avg = 12.0 overall = 0.7922 max = 12
F(16,302) = 57.32 corr(u_i, Xb) = 0.6278 Prob > F = 0.0000
ll Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] pcf .1438772 .0892408 1.61 0.108 -.0317354 .3194899 fdi -.2489126 .1189632 -2.09 0.037 -.4830144 -.0148108 ix .0685791 .0228676 3.00 0.003 .0235792 .1135791 pcr .6315116 .034835 18.13 0.000 .5629616 .7000616 gdp -.0887638 .0795658 -1.12 0.265 -.2453374 .0678098 year 2001 1.705462 1.077298 1.58 0.114 -.4144985 3.825422 2002 3.072392 1.079628 2.85 0.005 .9478452 5.196939 2003 4.237638 1.078379 3.93 0.000 2.115549 6.359726 2004 4.636213 1.090038 4.25 0.000 2.491181 6.781245 2005 4.392031 1.097553 4.00 0.000 2.23221 6.551851 2006 4.209379 1.105003 3.81 0.000 2.034899 6.383858 2007 4.723455 1.116207 4.23 0.000 2.526927 6.919984 2008 4.328476 1.133578 3.82 0.000 2.097765 6.559187 2009 6.886077 1.135961 6.06 0.000 4.650677 9.121478 2010 8.981015 1.129989 7.95 0.000 6.757367 11.20466 2011 9.085879 1.156899 7.85 0.000 6.809275 11.36248 _cons 15.46803 1.928893 8.02 0.000 11.67226 19.26381 sigma_u 13.919561 sigma_e 4.097547 rho .92025474 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(28, 302) = 67.54 Prob > F = 0.0000
Phụ lục 7: Bảng kết quả bằng phương pháp REM của phương trình (4)
Random-effects GLS regression Number of obs = 347 Group variable: ctry Number of groups = 29
R-sq: within = 0.6772 Obs per group: min = 11 between = 0.8587 avg = 12.0 overall = 0.8256 max = 12
Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(5) = 803.01 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
pcr Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcf -.2709593 .0995368 -2.72 0.006 -.4660478 -.0758709 fdi .51217 .1319182 3.88 0.000 .2536151 .7707248 ix .0089267 .0211137 0.42 0.672 -.0324555 .0503088 ll .7697044 .030248 25.45 0.000 .7104194 .8289895 gdp -.1879436 .0853329 -2.20 0.028 -.355193 -.0206942 _cons -5.32065 2.263062 -2.35 0.019 -9.756169 -.8851312 sigma_u 7.0110811 sigma_e 4.7439051 rho .68595214 (fraction of variance due to u_i)
Phụ lục 8: Bảng kết quả bằng phương pháp FEM của phương trình (4)
Fixed-effects (within) regression Number of obs = 347 Group variable: ctry Number of groups = 29
R-sq: within = 0.6773 Obs per group: min = 11 between = 0.8577 avg = 12.0 overall = 0.8248 max = 12
F(5,313) = 131.40 corr(u_i, Xb) = -0.3862 Prob > F = 0.0000
pcr Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] pcf -.2740946 .1000601 -2.74 0.007 -.4709701 -.0772191 fdi .5023635 .1326446 3.79 0.000 .2413757 .7633514 ix .0159075 .0251702 0.63 0.528 -.0336167 .0654318 ll .7999475 .0354312 22.58 0.000 .730234 .8696609 gdp -.189618 .0861731 -2.20 0.029 -.3591697 -.0200663 _cons -7.160953 2.151646 -3.33 0.001 -11.39447 -2.927435 sigma_u 7.408467 sigma_e 4.7439051 rho .70920493 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(28, 313) = 24.19 Prob > F = 0.0000
Phụ lục 9: Bảng kết quả bằng phương pháp REM của phương trình (5)
Random-effects GLS regression Number of obs = 347 Group variable: ctry Number of groups = 29
R-sq: within = 0.1952 Obs per group: min = 11 between = 0.1306 avg = 12.0 overall = 0.1343 max = 12
Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(5) = 79.27 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000
ix Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] pcf .4520325 .2275965 1.99 0.047 .0059515 .8981135 fdi .1976607 .3065389 0.64 0.519 -.4031445 .7984659 pcr .074943 .1264577 0.59 0.553 -.1729095 .3227955 ll .329782 .1247116 2.64 0.008 .0853518 .5742122 gdp .7730336 .1915548 4.04 0.000 .397593 1.148474 _cons 60.7521 6.804325 8.93 0.000 47.41587 74.08834 sigma_u 31.423803 sigma_e 10.646325 rho .89703463 (fraction of variance due to u_i)
Phụ lục 10: Bảng kết quả bằng phương pháp FEM của phương trình (5)
