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

Giới thiệu

Trong thập kỷ qua, mối liên hệ giữa tài chính và độ mở trong nền kinh tế toàn cầu ngày càng trở nên rõ ràng, góp phần thúc đẩy sự phát triển kinh tế của các quốc gia Sự phát triển tài chính củng cố nguồn lực quốc gia, trong khi việc gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) giúp các quốc gia đang phát triển mở rộng thương mại, xây dựng nền tảng cho nền kinh tế phát triển Tự do hóa thương mại đã khuyến khích giao thương mạnh mẽ, tạo ra một nền kinh tế mở đa ngành với sức cạnh tranh cao Bên cạnh đó, việc bãi bỏ rào cản thuế quan thu hút vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), là nguồn lực quan trọng cho phát triển tài chính và kinh tế Việc thu hút FDI không chỉ gia tăng nguồn vốn mà còn giúp tiếp cận công nghệ và khoa học kỹ thuật, từ đó nâng cao chất lượng hàng hóa phục vụ cho tiêu dùng nội địa và xuất khẩu, mở rộng thương mại cho các nước đang phát triển.

Tự do hóa thương mại và tài chính có thể tạo ra cơ hội phát triển cho các quốc gia, nhưng cũng khiến nhiều nước đang phát triển phụ thuộc vào các nền kinh tế khác do cạnh tranh khốc liệt trong thị trường mở Điều này đặt ra câu hỏi về tác động thực sự của tự do hóa đến sự phát triển tài chính của các quốc gia này.

Tôi đã quyết định nghiên cứu đề tài "Mối liên hệ giữa độ mở thương mại, độ mở tài chính và phát triển tài chính" nhằm tìm hiểu bằng chứng ở các nước đang phát triển.

Mục tiêu nghiên cứu của đề tài là cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa các yếu tố phát triển tài chính, tự do hóa tài chính và tự do hóa thương mại ở các nước đang phát triển Nghiên cứu sẽ xem xét liệu mối quan hệ giữa ba yếu tố này là một chiều hay hai chiều.

Trong bài viết này, tôi đã áp dụng phương pháp hồi quy FGLS (Feasible Generalized Least Squares) để phân tích dữ liệu bảng tại 29 quốc gia đang phát triển trong khoảng thời gian 11 năm, từ 2000 đến 2011.

Cấu trúc của luận văn gồm những phần quan trọng sau:

Phần 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây cho thấy mối quan hệ giữa phát triển tài chính và độ mở thương mại, cũng như độ mở tài chính Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra rằng sự phát triển của hệ thống tài chính không chỉ thúc đẩy thương mại quốc tế mà còn tạo điều kiện cho việc mở cửa nền kinh tế Các tác giả đã phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến mối liên hệ này, nhấn mạnh rằng độ mở thương mại và tài chính có thể dẫn đến sự gia tăng trong đầu tư và tăng trưởng kinh tế Thông qua việc xem xét các nghiên cứu trước, chúng ta có thể hiểu rõ hơn về tầm quan trọng của phát triển tài chính trong bối cảnh toàn cầu hóa ngày nay.

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.

Tổng quan những nghiên cứu trước đây

Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính

Nhiều tác giả đã nghiên cứu tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính Bài viết này sẽ giới thiệu hai nghiên cứu có phương pháp và kết quả đáng chú ý trong lĩnh vực này.

 Nghiên cứu của Do, Q.-T and Levchenko (2004), Trade and Financial

Nghiên cứu của Do và Levchenko (2004) đã chỉ ra rằng độ mở thương mại ảnh hưởng đến phát triển tài chính của các quốc gia, với dữ liệu từ 22 quốc gia OECD và 55 nước đang phát triển trong giai đoạn 1965-1995 Các biến được sử dụng bao gồm phát triển tài chính (tín dụng tư nhân/GDP) và độ mở thương mại (tổng xuất nhập khẩu/GDP) Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa độ mở thương mại và phát triển tài chính phụ thuộc vào mức thu nhập trung bình của quốc gia; các quốc gia có thu nhập trung bình cao có mối tương quan dương, trong khi các quốc gia thu nhập thấp lại có mối tương quan nghịch chiều Tuy nhiên, phương pháp OLS không xác minh được mối quan hệ nhân quả, vì vậy tác giả đã sử dụng các biến công cụ trong mô hình hồi quy Kết quả cuối cùng vẫn cho thấy tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính khác nhau giữa các quốc gia tùy thuộc vào mức thu nhập trung bình.

 Nghiên cứu của Kim và cộng sự (2009), Dynamic effects of trade openness on financial development.

Nghiên cứu của Kim và cộng sự (2009) chỉ ra rằng độ mở thương mại ảnh hưởng đến phát triển tài chính của các quốc gia, với tác động tích cực trong dài hạn nhưng có thể gây ra rủi ro trong ngắn hạn Tác giả sử dụng dữ liệu từ 88 quốc gia phân thành ba nhóm thu nhập khác nhau (cao, trung bình, thấp) trong giai đoạn 1960-2005 và áp dụng phương pháp PMG để phân tích Để đo lường phát triển tài chính, nghiên cứu sử dụng các biến như tín dụng tư nhân, cung tiền M3 và tài sản ngân hàng, trong khi độ mở thương mại được đo bằng logarit của tổng xuất nhập khẩu/GDP Kết quả cho thấy, đối với các quốc gia thu nhập thấp, độ mở thương mại có tác động tích cực trong dài hạn nhưng tiêu cực trong ngắn hạn, trong khi các quốc gia thu nhập cao chỉ thấy tác động tích cực trong dài hạn mà không có ảnh hưởng ngắn hạn.

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.

Nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003) về phát triển tài chính ở 24 quốc gia từ 1913-1999 chỉ ra bốn yếu tố chính ảnh hưởng đến phát triển tài chính, bao gồm phát triển ngân hàng và phát triển thị trường vốn Tác giả sử dụng phương pháp hồi quy đa biến với các biến như tỷ số tiền gửi ngân hàng/GDP, tỷ số chứng khoán phát hành của công ty nội địa, và số công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Kết quả cho thấy rằng khi quốc gia mở cửa dòng vốn mạnh, phát triển tài chính có mối tương quan dương với tự do hóa thương mại; ngược lại, nếu mức độ mở cửa dòng vốn giảm, mối tương quan này cũng giảm theo.

 Nghiên cứu của Siong Hook Law (2006), Openness, Institutions and

Nghiên cứu của Hook Law (2006) dựa trên công trình của Rajan và Zingales (2003) đã phân tích tác động của độ mở thương mại và độ mở tài chính đến phát triển tài chính, sử dụng dữ liệu bảng từ 43 nước đang phát triển trong khoảng thời gian 21 năm (1980-2001) Phát triển tài chính được đo lường qua hai yếu tố: phát triển khu vực ngân hàng và phát triển thị trường vốn Độ mở thương mại được xác định qua tổng xuất nhập khẩu/GDP, trong khi độ mở tài chính được đo bằng dòng vốn tư nhân và chỉ số tự do hóa tài chính của Chinn và Ito (2002) Kết quả cho thấy độ mở thương mại và độ mở tài chính đều có ảnh hưởng tích cực đến phát triển tài chính, với tác động này phụ thuộc vào mức thu nhập trung bình của từng quốc gia Phương pháp GMM được áp dụng cho dữ liệu phát triển khu vực ngân hàng, trong khi phương pháp PMG được sử dụng cho dữ liệu phát triển thị trường vốn.

 Nghiên cứu của Baltagi và cộng sự (2009), Financial development and openness: Evidence from panel data.

Baltagi và cộng sự (2009) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa phát triển tài chính, độ mở thương mại và độ mở tài chính ở các quốc gia phát triển và đang phát triển thông qua dữ liệu bảng Phát triển tài chính được đo lường bằng tín dụng tư nhân và chỉ số vốn hóa thị trường, trong khi độ mở tài chính ở các nước đang phát triển được xác định qua chỉ số tự do hóa tài chính và chỉ số tự do hóa dòng vốn Độ mở thương mại được tính bằng tổng xuất nhập khẩu so với GDP Nghiên cứu cũng xem xét các yếu tố rủi ro quốc gia và áp dụng phương pháp system GMM để ước lượng mối quan hệ giữa các biến Kết quả cho thấy độ mở tài chính và thương mại có mối quan hệ nghịch chiều với mức độ mở cửa, cho thấy các nền kinh tế đóng cửa có thể hưởng lợi từ việc mở cửa thương mại hoặc tài chính Mặc dù mở cửa đồng thời có thể mang lại lợi ích, việc chỉ mở cửa một trong hai lĩnh vực cũng có thể hỗ trợ phát triển khu vực ngân hàng.

 Nghiên cứu của Hanh (2009), Financial Development, Financial Openness and Trade Openness: New evidence.

Hanh (2009) đã nghiên cứu mối quan hệ hai chiều giữa phát triển tài chính, độ mở tài chính và độ mở thương mại ở 29 nước đang phát triển tại châu Á trong giai đoạn 1994–2008 Nghiên cứu sử dụng các chỉ số như phát triển tài chính (được đo bằng tỷ lệ cung tiền M3/GDP và tín dụng cho khu vực tư nhân/GDP), độ mở tài chính (được đo bằng FDI/GDP và dòng vốn tư nhân/GDP) và độ mở thương mại (tổng xuất nhập khẩu/GDP) Ngoài ra, nghiên cứu còn xem xét các biến kiểm soát như độ rủi ro quốc gia, tốc độ tăng trưởng GDP, tỷ giá hối đoái thực và biến giả để đo lường khủng hoảng tài chính.

Nghiên cứu này kiểm tra mối quan hệ giữa phát triển tài chính và độ mở thông qua ba bước chính Đầu tiên, tác giả xác định tính dừng và số đồng liên kết của dữ liệu Tiếp theo, phương pháp phân tích đồng liên kết của Pedroni (1999) được áp dụng để kiểm tra mối quan hệ dài hạn giữa các biến Cuối cùng, phương pháp Difference GMM của Arellano và Bond (1991) được sử dụng để ước lượng kết quả Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ nhân quả giữa phát triển tài chính với độ mở tài chính và thương mại, trong đó sự mở cửa thị trường hàng hóa và dịch vụ là điều kiện tiên quyết cho sự phát triển ở các nước đang phát triển Đồng thời, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng mối quan hệ giữa các chỉ số phát triển tài chính và độ mở tài chính không đồng nhất, với sự tồn tại của mối tương quan dương giữa độ mở tài chính và tín dụng dành cho khu vực tư nhân (PRIVO), trong khi không có bằng chứng cho mối liên hệ giữa độ mở tài chính và cung tiền M3 (LLY).

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) đã tiến hành nghiên cứu tác động của độ mở thương mại đến đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tại các nước châu Phi qua bốn giai đoạn: 1980-1985, 1985-1990, 1990-1995 và 1995-2001 Trong nghiên cứu, tác giả đã sử dụng hồi quy để phân tích biến FDI.

Bài nghiên cứu phân tích 17 biến liên quan đến độ mở thương mại, thuế, cơ sở hạ tầng, lương, quy mô thị trường và tỷ giá hối đoái thực, cùng với hai biến bổ sung về vùng miền và ổn định chính trị, nhằm đưa ra kết quả hồi quy đáng tin cậy Phương pháp GMM được áp dụng để xử lý vấn đề nội sinh trong mô hình Kết quả cho thấy, độ mở thương mại có ảnh hưởng tích cực đến việc thu hút vốn FDI tại các nước châu Phi, đặc biệt là việc giảm thuế và hạn chế rào cản phi thuế quan Hơn nữa, việc mở rộng tự do hóa trong ngành dịch vụ, hiện đang được bảo hộ nhiều, sẽ mang lại lợi ích lớn Nghiên cứu của Lane và Milesi-Ferretti (2006) cũng chỉ ra rằng FDI là chỉ tiêu đo lường độ mở tài chính, cho thấy sự tương quan dương giữa độ mở thương mại và độ mở tài chính.

 Nghiên cứu của Thomas và cộng sự (2008), Linkages between Financial Deepening, Trade Openness and Economic Development: Causality Evidence from Sub-Saharan Africa.

Nghiên cứu của Thomas (2008) tập trung vào mối liên hệ giữa phát triển tài chính, độ mở thương mại, độ mở tài chính và tăng trưởng kinh tế tại 16 quốc gia ở khu vực Tiểu Sahara châu Phi Tác giả đã sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian và các biến số như tăng trưởng kinh tế (được đo bằng GDP thực trên đầu người), độ mở thương mại (tính bằng tổng xuất nhập khẩu so với GDP) và phát triển tài chính, có thể được đánh giá qua nhiều chỉ tiêu khác nhau.

Bài nghiên cứu đã tiến hành các kiểm định để phân tích mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế Tác giả thực hiện phân tích khám phá nhân tố để xác định các yếu tố đo lường sự phát triển tài chính, sau đó kiểm định tính dừng và mối đồng liên kết trong chuỗi dữ liệu Kết quả cho thấy không có mối quan hệ dài hạn giữa các nhân tố phát triển tài chính, độ mở và tăng trưởng kinh tế Ngoài ra, cũng ít có bằng chứng cho thấy mối quan hệ nhân quả giữa chiều sâu tài chính và tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, nghiên cứu chỉ ra rằng 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.

Nghiên cứu của Asongu (2010) về mối liên kết giữa phát triển tài chính và độ mở tại 29 nước đang phát triển ở châu Phi trong giai đoạn 1987-2008 cho thấy mối quan hệ này có tương quan dương, góp phần vào tăng trưởng kinh tế Tác giả áp dụng kỹ thuật dữ liệu bảng để kiểm định mối quan hệ hai chiều giữa phát triển tài chính, được đo lường qua tín dụng tư nhân/GDP (PCRgdp) và cung tiền M3/GDP (LLgdp), cùng với độ mở tài chính, được đo qua đầu tư nước ngoài/GDP (FDIgdp) và dòng vốn tư nhân/GDP (PCFgdp), bên cạnh độ mở thương mại.

Bài nghiên cứu sử dụng tổng xuất nhập khẩu/GDP (IXgdp) và tăng trưởng GDP trên đầu người (GDPpcg) để ước lượng mô hình phát triển tài chính và độ mở tài chính Tác giả đã thực hiện kiểm định nhân tố bằng phương pháp PCA để đánh giá ảnh hưởng của các yếu tố đến biến phát triển tài chính và độ mở tài chính Tiếp theo, kiểm định nghiệm đơn vị được sử dụng để xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu Cuối cùng, phương pháp GLS with FE (Tổng bình phương tối thiểu tổng quát với hiệu cố định) được áp dụng để tìm ra các ước lượng và kiểm định độ tin cậy của chúng bằng kiểm định Robust Kết quả cho thấy rằng độ mở thương mại và độ mở tài chính có mối quan hệ hai chiều và cùng chiều, trong khi phát triển tài chính và độ mở tài chính lại có mối quan hệ hai chiều nhưng nghịch chiều.

Bảng 2.1: Tóm tắt các công trình nghiên cứu trước đây

Tác giả Tổng quan nghiên cứu

Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính

55 nước đang phát triển từ 1965- 1995.

Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính phụ thuộc vào mức thu nhập trung bình của mỗi quốc gia.

Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính trong ngắn và dài hạn phụ thuộc vào mức thu nhập trung bình mỗi quốc gia.

Tác động của độ mở thương mại, độ mở tài chính đến phát triển tài chính

Rajan Zingales (2003) và 24 nước từ 1913- 1999.

Phương pháp hồi quy đa biến.

Nếu quốc gia mở cửa dòng vốn mạnh, độ mở thương mại sẽ có tác động mạnh đến phát triển tài chính.

Law- 43 nước đang phát triển từ 1980-2001

- Phương pháp PMG. Độ mở thương mại, độ mở tài chính có tác động tích cực đối với phát triển tài chính mỗi quốc gia.

Các nước đang phát triển trên thế giới

Những nền kinh tế đóng của sẽ được hưởng nhiều lợi ích từ mở cửa thương mại và mở cửa tài chính.

Hanh (2009) Các nước châu Á Tồn tại mối quan hệ từ 1994-2008 hai chiều giữa phát triển tài chính và độ mở thương mại, độ mở tài chính.

Tác động của độ mở thương mại đến độ mở tài chính.

Các nước châu Phi từ 1980-2001. Độ mở thương mại có tác động tích cực đến độ mở tài chính.

Các nước tiểu Saharan khu vực châu Phi.

- Không có mối quan hệ trong dài hạn giữa phát triển tài chính và độ mở

- Có mối quan hệ giữa độ mở tài chính và độ mở thương mại.

28 nước đang phát triển ở châu Phi từ 1987-2008

Phương pháp phân tích dữ liệu bảng cho thấy rằng độ mở thương mại và độ mở tài chính có mối quan hệ hai chiều và cùng chiều Đồng thời, độ mở tài chính và phát triển tài chính cũng có mối quan hệ hai chiều nhưng theo chiều nghịch.

Phương pháp nghiên cứu

Mô hình nghiên cứu

Nghiên cứu mối quan hệ giữa phát triển tài chính và độ mở thương mại, độ mở tài chính ở các nước đang phát triển dựa trên bài nghiên cứu của Asongu Anuchieta sử dụng các biến sau: tỷ lệ tín dụng tư nhân từ tiền gửi ngân hàng so với GDP, tỷ lệ nợ có tính thanh khoản so với GDP, tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài so với GDP, tổng dòng vốn tư nhân so với GDP, tổng xuất nhập khẩu so với GDP, và tốc độ tăng trưởng GDP trên đầu người.

Trong các nghiên cứu trước đây, phát triển tài chính thường được đánh giá qua nhiều chỉ tiêu như tín dụng tư nhân, cung tiền M3, tài sản ngân hàng và số lượng công ty niêm yết Trong số đó, tín dụng tư nhân từ tiền gửi ngân hàng và cung tiền M3 là hai chỉ tiêu phổ biến và dễ dàng thu thập dữ liệu Do đó, tôi quyết định sử dụng hai biến này để đo lường yếu tố phát triển tài chính.

Nhân tố độ mở tài chính được xây dựng dựa trên chỉ tiêu của Lane và Milesi Ferreti (2006) cùng chỉ số độ mở tài khoản vốn (KOPEN) của Chin và Ito (2006) Trong nghiên cứu này, do hạn chế về dữ liệu, tôi áp dụng phương pháp của Lane và Milesi Ferreti (2006) bằng cách sử dụng hai biến là đầu tư trực tiếp ra nước ngoài và tổng dòng vốn tư nhân để đo lường độ mở tài chính, tương tự như các nghiên cứu của Baltagi (2009) và Hanh (2010) Để đo lường độ mở thương mại, Svaleryd và Vlachos (2002) sử dụng chỉ số Sachs-Warner, xác định một quốc gia mở cửa thương mại nếu không có các điều kiện như mức thuế quan trung bình trên 40%, rào cản phi thuế quan thấp hơn 40% tổng nhập khẩu, phần lớn xuất khẩu được bảo hộ bởi nhà nước, và phần bù tỷ giá hối đoái thị trường chợ đen lớn hơn 20% Tuy nhiên, để đơn giản hóa, tôi sử dụng tỷ số tổng xuất nhập khẩu so với GDP để đo lường độ mở thương mại, một phương pháp phổ biến trong nhiều 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

Nghiên cứu của Kim và cộng sự (2009), Do, Q.-T và Levchenko (2004) chỉ ra rằng độ mở thương mại có ảnh hưởng tích cực đến phát triển tài chính Hanh (2010) cũng đã phát hiện ra mối quan hệ hai chiều giữa phát triển tài chính và độ mở thương mại Do đó, tôi tin rằng giữa hai yếu tố này tồn tại một mối quan hệ tương hỗ, trong đó độ mở thương mại không chỉ thúc đẩy phát triển tài chính mà còn được ảnh hưởng ngược lại bởi sự phát triển này.

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

Nghiên cứu năm 2006 cho thấy có mối quan hệ hai chiều giữa độ mở tài chính và phát triển tài chính Dựa trên những phát hiện này, luận văn của tôi kỳ vọng sẽ chứng minh sự tồn tại của mối quan hệ tích cực hai chiều giữa phát triển tài chính và độ mở tài chính.

Kandiero và Chitiga (2006) đã chỉ ra rằng độ mở thương mại có tác động tích cực đến đầu tư trực tiếp nước ngoài Do đó, tôi tin rằng sẽ có mối tương quan dương giữa độ mở tài chính và độ mở thương mại.

Trong luận văn, các nhân tố phát triển tài chính được đo lường qua hai biến: tín dụng tư nhân từ ngân hàng/GDP và cung tiền M3/GDP Đối với độ mở tài chính, các biến được sử dụng là đầu tư trực tiếp nước ngoài/GDP và tổng dòng vốn tư nhân/GDP Độ mở thương mại được đo bằng tổng xuất nhập khẩu/GDP Để phân tích mối quan hệ giữa ba nhân tố này, tôi sẽ thực hiện hồi quy từng biến theo các biến còn lại, đồng thời kiểm soát tốc độ tăng trưởng GDP/người Nghiên cứu sẽ bao gồm 5 mô hình khác nhau.

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

Bảng 3.1: Mô tả biến trong mô hình nghiên cứu

Biến Tên biến Các nghiên cứu trước đây đã sử dụng

Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài/GDP của quốc gia i tại thời gian t

Tổng dòng vốn tư nhân/GDP của quốc gia i tại thời gian t.

Cung tiền M3/GDP của quốc gia i tại thời gian t.

Tín dụng tư nhân cấp bởi tiền gửi ngân hàng của quốc gia i tài thời gian t - Asongu (2010)

IX it Độ mở thương mại đo lường bằng tổng xuất nhập khẩu/GDP của quốc gia i tại thời gian t.

Tốc độ tăng trưởng GDP của quốc gia i tại thời gian t -

Bảng 3.2: Mô tả biến độc lập và biến phụ thuộc sử dụng trong 5 phương trình

Trình Biến Phụ Thuộc Biến Độc Lập

Phương trình (3) LL it • PCF it

Dữ liệu nghiên cứu

Luận văn này phân tích dữ liệu bảng của 29 quốc gia đang phát triển trên toàn cầu trong giai đoạn từ năm 2000 đến 2011 Danh sách chi tiết các quốc gia được trình bày trong bảng dưới đây.

Bảng 3.3: Danh sách các nước trong mẫu nghiên cứu

STT Tên nước STT Tên nước

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

LL Nợ có tính thanh khoản

PCR Tín dụng tư nhân cấp bởi tiền gửi ngân hàng

PCF Tổng dòng vốn tư nhân

% so với GDP World Bank ‘s

FDI Đầu tư trực tiếp nước ngoài

% so với GDP World Bank ‘s

IX Độ mở thương mại

% tổng xuất nhập khẩu so với GDP

World Bank ‘s World Developmet Indicators, UNCTAD

GDPpcg Tốc độ tăng trường GDP/ đầu người

% thay đổi trong GDP/đầu người hàng năm

World Bank ‘sWorldDevelopmetIndicators,UNCTAD

Phương pháp nghiên cứu

Để thực hiện hồi quy các mô hình trong phần 3.1, tôi sẽ áp dụng phương pháp phân tích dữ liệu bảng, bao gồm các kỹ thuật như Pooled OLS, tác động cố định, tác động ngẫu nhiên và GLS.

Phương pháp pooled OLS là một kỹ thuật thống kê trong đó tất cả các hệ số được giả định là không đổi theo không gian và thời gian Phương pháp này dựa trên giả định rằng không có sự khác biệt giữa ma trận dữ liệu của các đơn vị chéo, cho phép phân tích dữ liệu một cách đồng nhất và hiệu quả.

Phương pháp tác động cố định (FEM) dựa trên giả định rằng mỗi đơn vị chéo có những đặc điểm riêng biệt có thể ảnh hưởng đến các biến giải thích Phương pháp này phân tích mối tương quan giữa sai số của từng đơn vị chéo và các biến giải thích, giúp kiểm soát và tách ảnh hưởng của các đặc điểm không đổi theo thời gian ra khỏi các biến giải thích Điều này cho phép ước lượng ảnh hưởng ròng của biến giải thích lên biến phụ thuộc Mô hình của phương pháp tác động cố định được biểu diễn như sau: y it = β 1i + β 2 x it + u it.

Phương pháp random effects (REM) trong hồi quy cho phép hằng số β1i của mỗi đơn vị chéo được coi là một tham số ngẫu nhiên thay vì cố định Cụ thể, β1i được biểu diễn dưới dạng hàm β1 cộng với sai số ngẫu nhiên εi, giúp mô hình hóa sự biến thiên giữa các đơn vị một cách linh hoạt hơn.

Ta có thể viết mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên như sau: yit = α + βxit + wit trong đó wit = εi + uit

Trong nghiên cứu, εi đại diện cho thành phần sai số theo không gian hoặc theo các đơn vị chéo, trong khi νit thể hiện thành phần sai số kết hợp giữa không gian và chuỗi thời gian.

Xit vẫn là ma trận 1xk vecto của các biến giải thích; tuy nhiên, khác với phương pháp tác động cố định, biến giả không được sử dụng để xác định sự khác biệt giữa các đơn vị chéo, mà sự khác biệt này được phản ánh trong sai số εi.

Phương pháp FGLS (feasible generalized least square) là giải pháp hiệu quả khi làm việc với dữ liệu bảng có hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, giúp khắc phục sự chệch và không đáng tin cậy trong kết quả hồi quy FGLS ước tính mô hình bằng phương pháp OLS, ngay cả khi có các vấn đề trên Các sai số từ mô hình được sử dụng để ước tính ma trận phương sai - hiệp phương sai, từ đó chuyển đổi các biến ban đầu và ước tính giá trị các tham số trong mô hình.

 Các kiểm định thực hiện:

- 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.

Giả thuyết Ho 2 : 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.

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.

Khi p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa đã chọn, giả thuyết Ho3 có thể bị bác bỏ, dẫn đến việc mô hình hồi quy theo REM có khả năng bị thiên lệch Do đó, mô hình theo FEM trở thành lựa chọn ưu tiên 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.

- 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.

Kết quả nghiên cứu

Thống kê mô tả

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến 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

Dựa vào bảng thống kê mô tả, giá trị trung bình và trung vị của các biến LL, PCR, IX có sự chênh lệch đáng kể, trong khi độ lệch chuẩn của các biến này cũng tương đối lớn Điều này chỉ ra rằng dữ liệu không tuân theo 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, có thể nhận thấy rằng, ngoại trừ mối tương quan cao giữa LL và PCR; FDI và PCF, các biến còn lại đều có hệ số tương quan thấp Điều này cho thấy khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến trong mô hình nghiên cứu là rất ít, cho phép các biến được đưa vào mô hình phù hợp để nghiên cứu mối quan hệ giữa phát triển tài chính và độ mở.

Kết quả các kiểm định cho 5 phương trình

Trước khi lựa chọn phương pháp ước lượng mô hình, tôi sẽ thực hiện các kiểm định cần thiết Đầu tiên, kiểm định BP sẽ giúp quyết định giữa Pooled OLS và REM/FEM Nếu chọn REM/FEM, tôi sẽ kiểm tra xem có cần đưa tác động thời gian vào mô hình hay không Tiếp theo, kiểm định Hausman sẽ xác định lựa chọn giữa REM và FEM Cuối cùng, tôi sẽ áp dụng kiểm định Wald và LM để kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trong mô hình Nếu phát hiện một trong hai hiện tượng này, phương pháp FGLS sẽ được sử dụng để cải thiện kết quả hồi quy.

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

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)

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (29) = 41276.44

Kiểm định Lagram – Multiplier (LM)

Wooldridge test for autocorrelation in panel data

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)

Khi kiểm định BP cho thấy p-value nhỏ hơn 0.05, điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thuyết Ho 1, cho thấy rằng phương pháp pooled OLS không phù hợp Thay vào đó, phương pháp REM (Random Effects Model) và FEM (Fixed Effects Model) sẽ là lựa chọn phù hợp hơn trong phân tích dữ liệu.

- 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):

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

S.E. pcr -.0854172 -.0336866 -.0517305 0217015 ll 0305038 0183634 0265478 ix 0283669 0030713 012695 fdi 1.154281 1.147035 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

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (29) = 1.8e+05

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation

- Kiểm định BP có p-value bác bỏ giả thuyết Ho1, phương pháp pooled OLS là không phù hợp.

>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 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.

Kiếm định Breusch – Pagan Lagrangian

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ll[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]

Var sd = sqrt(Var) ll 618.5963 24.8716 e 21.78893 4.667862 u 93.09321 9.648482

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

xtserial ll pcf fdi ix pcr gdp

< 0.05 => nên đưa thêm tác động thời gian vào mô hình.

- Kiểm định LM có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho5, mô hình có xảy ra hiện tượng tự tương quan.

Để giải quyết vấn đề tự tương quan và phương sai thay đổi trong mô hình tác động cố định, tôi đã thực hiện hồi quy phương trình (3) bằng phương pháp FGLS.

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects pcr[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]

Var sd = sqrt(Var) pcr 374.9517 19.36367 e 22.50464 4.743905 u 49.15526 7.011081

0630183 0311957 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation

> 0.05 => không cần đưa thêm tác động thời gian vào mô hình.

- Kiểm định LM có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho5, có hiện tượng tự tương quan trong mô hình.

Kiếm định Breusch – Pagan Lagrangian

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects ix[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]

Var sd = sqrt(Var) ix 1485.32 38.53985 e 113.3442 10.64633 u 987.4554 31.4238

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

- 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 LM có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho5, có hiện tượng tự tương quan trong mô hình.

Kết quả nghiên cứu

Sau khi thực hiện 5 kiểm định, kết quả cho thấy cả 5 phương trình đều sử dụng phương pháp FGLS để giải quyết vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan.

Kết quả FGLS phương trình (1)

Cross-sectional time-series FGLS regression

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 ma = 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 ll -.0179876 0057377 -3.13 0.002 -.0292332 -.0067419 ix 0088689 0013722 6.46 0.000 0061794 pcf 7643092 0218884 34.92 0.000 7214086 gdp 0139432 015766 0.88 0.376 -.0169577

Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 29

Estimated coefficients = 6 Obs per group: min = 11 avg = 11.9655 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 ll 0040583 0055605 0.73 0.465 -.0068401 ix 0003735 0012448 0.30 0.764 -.0020664 fdi 1.011613 0215684 46.90 0.000 9693392 1.05388 gdp 0017292 0133966 0.13 0.897 -.0245276

Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.8768)

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 fdi -.0548587 0670248 -0.82 0.413 -.1862249 ix 0130696 012628 1.03 0.301 -.0116807 pcr 8935617 0322019 27.75 0.000 8304471 gdp -.0279744 032314 -0.87 0.387 -.0913088

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 -.012284 fdi 09692 0570165 1.70 0.089 -.0148303

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 fdi 7375593 2367845 3.11 0.002 2734702 1.20164 pcr 2142904 1683352 1.27 0.203 -.1156406 ll 1736541 1311513 1.32 0.185 -.0833977 gdp 4674007 1330994 3.51 0.000 2065307

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 phụ thuộc Độ mở tài chính Phát triển tài chính Độ mở thương mại

FDI (1) PCF (2) LL (3) PCR (4) IX (5)

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:

Nhân tố phát triển tài chính có ảnh hưởng đáng kể đến độ mở tài chính, điều này được thể hiện qua hệ số hồi quy của các biến LL và PCR trong các phương trình (1) và (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, phát triển tài chính không có tác động đến độ mở tài chính.

Hệ số hồi quy của biến LL và PCR trong phương trình (1) đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy phát triển tài chính, được đo lường bằng dòng vốn FDI, có tác động tích cực đến độ mở tài chính Cụ thể, nếu cung tiền M3/GDP giảm 1%, dòng vốn FDI sẽ gia tăng 0.0179%, trong khi nếu dòng vốn tư nhân tăng 1%, dòng vốn FDI sẽ tăng 0.0302% Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hanh (2009), nhấn mạnh rằng chiều sâu tài chính của một quốc gia đóng vai trò quan trọng trong việc thu hút vốn FDI, đồng thời cho thấy mối quan hệ tích cực giữa phát triển tài chính và độ mở tài chính.

Độ mở tài chính có ảnh hưởng đáng kể đến sự phát triển tài chính, điều này được thể hiện qua hệ số hồi quy của các biến FDI và PCF trong các phương trình (3) và (4) Sự tương quan giữa độ mở tài chính và phát triển tài chính cho thấy rằng các yếu tố như đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và chính sách tài chính (PCF) đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy sự tăng trưởng này.

+ Phương trình (3) cho thấy, hệ số hồi quy của biến FDI không có ý nghĩa thống kê.

Hệ số hồi quy của biến FDI trong phương trình (4) cho thấy mối quan hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Cụ thể, một sự gia tăng 1% trong vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) sẽ dẫn đến việc tăng 0.0969% tín dụng tư nhân do khu vực ngân hàng cung cấp.

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) cho thấy mối quan hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% Cụ thể, mỗi 1% gia tăng trong tổng dòng vốn tư nhân sẽ dẫn đến sự tăng trưởng 0.1046% trong cung tiền M3/GDP Điều này chỉ ra rằng dòng vốn tư nhân có khả năng làm tăng cung tiền M3 trong nền kinh tế, điều này không phải là tín hiệu tích cực đối với các nước đang phát triển.

Hệ số hồi quy của biến PCF trong phương trình (4) âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cho thấy rằng dòng vốn tư nhân vào trong nước có khả năng làm giảm tín dụng tư nhân từ khu vực ngân hàng Điều này chỉ ra rằng độ mở tài chính có ảnh hưởng tiêu cực đến sự phát triển tài chính.

Độ mở tài chính, được đo lường qua dòng vốn tư nhân PCF, có ảnh hưởng đến sự phát triển tài chính Tuy nhiên, tác động này phụ thuộc vào các chỉ tiêu cụ thể được sử dụng để đo lường sự 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 cho thấy mối quan hệ tích cực và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Cụ thể, một sự gia tăng 1% trong độ mở thương mại sẽ dẫn đến sự gia tăng 0.0088% trong dòng vốn FDI.

+ Trong phương trình (2), hệ số hồi quy của biến IX không có ý nghĩa thống kê.

Độ mở thương mại có ảnh hưởng tích cực đến độ mở tài chính, cho thấy rằng các quốc gia có mức độ mở cửa thương mại cao sẽ có khả năng thu hút dòng vốn đầu tư nước ngoài tốt hơn Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Kandiero và Chitiga (2006), Hanh (2009) và Asongu (2010).

Độ mở tài chính ảnh hưởng đến độ mở thương mại, điều này được thể hiện qua hệ số hồi quy giữa các biến FDI và PCF trong phương trình (5) Sự tương quan này cho thấy mối liên hệ chặt chẽ giữa đầu tư trực tiếp nước ngoài và chính sách tài chính, góp phần định hình các chiến lược thương mại.

+ 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 các phương trình (3) và (4) không có ý nghĩa thống kê, cho thấy rằng trong mẫu dữ liệu nghiên cứu của luận văn, độ mở thương mại không ảnh hưởng đến sự 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 và PCR trong phương trình (5) không có ý nghĩa thống kê, cho thấy rằng phát triển tài chính không ảnh hưởng đến độ mở thương mại trong mẫu dữ liệu được sử dụng trong luận văn.

Kết quả hồi quy trong bảng 4.8 chỉ ra rằng có mối quan hệ hai chiều giữa độ mở thương mại và độ mở tài chính, cũng như giữa độ mở tài chính và phát triển tài chính trong mẫu nghiên cứu Tuy nhiên, không có mối quan hệ nào được xác định giữa độ mở thương mại và phát triển tài chính.

Tiêu đề	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
Tác giả	Trần Thanh Thuận
Người hướng dẫn	PGS.TS Nguyễn Ngọc Định
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế TP. HCM
Chuyên ngành	Tài Chính - Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ
Năm xuất bản	2013
Thành phố	TP. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	74
Dung lượng	219,35 KB