Nghiên cứu trao đổi 20

Nghiên Cứu & Trao Đổi Hội nhập tài chính, phát triển tài bất ổn kinh tế vĩ mơ Hồ THị Lam & Trần nGọc THơ Trường Đại học Kinh tế TP.HCM Nhận bài: 27/03/2019 – Duyệt đăng: 20/04/2019 Tóm tắt: rong nghiên cứu này, chúng tơi đánh giá tác động hội nhập tài vai trị phát triển tài bất ổn kinh tế vĩ mô Sử dụng liệu quốc gia phát triển thuộc nhóm nước G-7 giai đoạn 1970-2014, chúng tơi thấy điều kiện tài nước quan trọng đánh giá tác động hội nhập tài đến biến động tăng trưởng sản lượng, tiêu dùng thu nhập Cụ thể hơn, biến động tăng trưởng tiêu dùng tìm thấy gia tăng với mức độ hội nhập tài chính, mức độ phát triển tài nước tác động ngược chiều đến biến động sản lượng Những phát nghiên cứu gợi ý vài hàm ý sách phát triển hệ thống tài nước điều kiện tiên trình hội nhập tài quốc tế Từ khóa: bất ổn kinh tế vĩ mơ, hội nhập tài chính, phát triển tài chính, tồn cầu hóa tài T Abstract: In this paper, we analyze the relationship between international financial integration, domestic financial development and macroeconomic volatility Looking at a panel of G7 countries (Canada, France, Germany, Italy, Japan, UK, US) over the period 1970 - 2014, we find that domestic financial development matter when assessing the impact of financial integration on output, consumption and income volatility More specifically, consumption growth volatility is found to increase with the degree of financial integration Meanwhile, financial development has a negative impact on output growth volatility This findings suggest some policy implications for domestic financial system development as a prerequisite for the international financial integration process Keywords: Macroeconomic volatility, financial integration, financial development, financial globalization Giới thiệu Hội nhập tài quốc tế tăng mạnh kể từ cuối năm 1980 1990, mang lại nguồn lợi ích tiềm quan trọng Thứ nhất, việc mở cửa thị trường vốn quốc tế cung cấp thêm nguồn lực để đầu tư tài dẫn đến tích lũy vốn lớn Ngồi ra, hội nhập tài dẫn đến phân bổ vốn hiệu cách tăng cường kỷ luật 20 thị trường cách tăng cường hệ thống ngân hàng Một nguồn lợi ích khác tạo điều kiện thuận lợi cho việc chia sẻ rủi ro quốc tế cách cung cấp nhiều hội cho đa dạng hóa danh mục đầu tư Cuối thương mại quốc tế tài sản mang lại lợi ích điều hịa tiêu dùng cách cho phép tác nhân tự bảo vệ tốt trước cú sốc bất lợi Hội nhập tài cho làm giảm biến động sản lượng PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 46 (56) - Tháng 05 - 06/2019 thúc đẩy đa dạng hóa sản xuất làm tăng biến động đầu thúc đẩy chun mơn hóa sản xuất (Eozenou, 2008) Thực tế q trình hội nhập kích thích cạnh tranh mở rộng thị trường, từ dẫn đến phát triển tài Đổi lại, tài phát triển dẫn đến phân bổ nguồn lực giới hạn có hiệu giảm chi phí vốn (Nzioka, Kaijage & Ochieng, 2017) Tuy nhiên, hội nhập tài Nghiên Cứu & Trao Đổi làm tăng biến động kinh tế vĩ mơ nước phát triển giai đoạn khủng hoảng tài tồn cầu khiến nước phải đối diện với khả đảo ngược dòng vốn lớn bất ngờ Điều trở nên tồi tệ đặc điểm cấu trúc môi trường sách chưa hồn thiện nước khiến họ dễ bị cú sốc đến từ nước khác (Kari, 2004) Hội nhập tài kết hợp với tổ chức tài nội địa yếu, làm trầm trọng thêm méo mó tồn khơng hồn hảo thị trường tín dụng, biến động chu kỳ kinh doanh cao Trong diện bất đối xứng thông tin và/hoặc khả thực thi hợp đồng bị hạn chế, ví dụ, tài khoản vốn mở cung cấp khoản bổ sung cho hệ thống ngân hàng nước địn bẩy cao cho cơng ty vay vốn Trong bối cảnh này, hội nhập tài khuếch đại chế gia tốc tài xác định Bernanke, Gertler, & Gilchrist (1999) Do đó, để đánh giá lợi ích rủi ro hội nhập tài hoạch định sách quốc gia, việc tìm hiểu ý nghĩa hội nhập tăng trưởng biến động kinh tế vĩ mô quan trọng Các nghiên cứu tác động hội nhập tài tăng trưởng tạo tranh luận gay gắt Bằng chứng lợi ích lâu dài tồn cầu hóa tài cho thấy rằng, mức độ hội nhập gia tăng gây số khủng hoảng với quy mô lớn, kinh tế hội nhập tài làm cải thiện thu nhập bình qn đầu người so với quốc gia hội nhập (Kose, Prasad, & Terrones, 2003) Mặc dù nhiều nghiên cứu kết luận hội nhập tài tạo lợi ích tăng trưởng, nhiên mối quan hệ khơng phải lúc tìm thấy (xem Edison & ctg 2002; Epaulard & Pommeret 2005; Friedrich, Schnabel, & Zettelmeyer 2013; Schularick & Steger 2010) Cũng có thảo luận chuyên sâu tác động hội nhập tài biến động kinh tế vĩ mô Tuy nhiên, kết luận tương đối không rõ ràng chứng sẵn có tác động hội nhập tài biến động cịn nhiều hạn chế Các nghiên cứu định lượng trước chủ yếu cho thấy mối liên hệ đáng kể độ mở tài biến động kinh tế vĩ mơ nói chung yếu, biến động tiêu dùng có xu hướng tăng theo mức độ hội nhập tài nước thu nhập thấp trung bình (Eozenou, 2008; Kose & ctg, 2003; Neaime, 2005) Mục tiêu báo nghiên cứu tác động hội nhập tài quốc tế đến biến động kinh tế vĩ mơ vai trị phát triển tài nội địa biến động quốc gia phát triển thuộc nhóm nước G-7 Để thực mục tiêu, giải ba câu hỏi: Thứ nhất, ý nghĩa lý thuyết kinh tế tác động hội nhập tài biến động kinh tế vĩ mơ gì? Thứ hai, động lực biến động kinh tế vĩ mô theo thời gian gì? Thứ ba, liệu mức độ hội nhập tài quốc tế, với phát triển tài nước có tác động đến biến động kinh tế vĩ mô không? sở khoa học mối quan hệ hội nhập tài chính, phát triển tài bất ổn kinh tế vĩ mơ 2.1 Lý thuyết hội nhập tài chính, phát triển tài bất ổn kinh tế vĩ mơ Tác động hội nhập tài biến động kinh tế vĩ mô nghiên cứu mô hình cân tổng thể (Sutherland, 1996; Hagen & Zhang, 2006; Evans & Hnatkovska, 2007) Một mặt hội nhập tài dự kiến giảm biến động kinh tế vĩ mơ làm giảm biến động tiêu dùng cách cho phép chia sẻ rủi ro hộ gia đình, làm dịu (điều hịa) tiêu dùng theo thời gian thông qua giao dịch tài sản quốc tế giảm biến động sản lượng cách thúc đẩy đa dạng hóa sản xuất Mặt khác, hội nhập tài dự đốn làm tăng biến động kinh tế vĩ mô tăng biến động sản lượng thúc đẩy chun mơn hóa sản xuất dựa lợi so sánh, làm cho quốc gia dễ bị tác động cú sốc cụ thể ngành tăng biến động tiêu dùng cho phép giao dịch tài sản quốc tế (Razin & Rose, 1994; Evans & Hnatkovska, 2007) Hội nhập tài làm tăng biến động chu kỳ kinh doanh làm méo mó thị trường tín dụng nặng nề thêm khơng hồn hảo thị trường liên quan đến tổ chức tài nước yếu (Fan, Mohtadi & Neumann, 2014) Một số nghiên cứu gần xem xét tác động độ mở tài biến động kinh tế vĩ mơ cách sử dụng mô Số 44 (54)-Tháng 01-02/2019 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 21 Nghiên Cứu & Trao Đổi hình giá dính ngẫu nhiên động, dựa mơ hình Redux Obstfeld & Rogoff (1995) Buch, Doepke, & Pierdzioch (2005); Senay (1998) xem xét tầm quan trọng cú sốc sách tiền tệ tài khóa mối quan hệ Kết nghiên cứu cho thấy tác động hội nhập tài biến động sản lượng tiêu dùng phụ thuộc vào chất cú sốc Trong diện cú sốc sách tiền tệ (tài khóa), biến động sản lượng tăng (giảm) biến động tiêu dùng giảm (tăng) mức độ hội nhập tài tăng lên Mối quan hệ độ mở tài biến động kinh tế vĩ mơ bị ảnh hưởng đặc điểm cấu trúc tài quốc gia (mức độ phát triển tài chính) Các nước có hệ thống tài phát triển dễ bị tổn thương trước cú sốc có nguồn gốc nước khác Thứ nhất, hạn chế đa dạng hóa xuất nhập khiến số nước đặc biệt dễ bị biến động bất ngờ cú sốc thương mại cú sốc cầu nước ngồi Sử dụng mơ hình kinh tế mở nhỏ động, Kose (2002) thấy cú sốc thương mại giải thích phần đáng kể biến động, Senhadji (1998) cho thấy vai trò quan trọng cú sốc cầu khối ngoại Thứ hai, thay đổi đột ngột hướng dịng vốn tạo chu kỳ bùng nổ nước phát triển hơn, quốc gia thường khơng có lĩnh vực tài sâu để đối phó với dịng vốn dễ đảo chiều Aghion, Banerjee, 22 & Piketty (1999); Caballero & Krishnamurthy (2001) xây dựng mơ hình thiết lập liên kết lý thuyết phát triển tài thấp biến động sản lượng cao Hơn nữa, thay đổi đột ngột lãi suất giới gây biến động chu kỳ kinh doanh lớn đáng kể quốc gia có nợ cao Thứ ba, quy mơ quốc gia yếu tố quan trọng kinh tế phát triển nhỏ nhiều so với nước công nghiệp Crucini (1997); Head (1995) cho thấy biến động suất nước cơng nghiệp hóa lớn có tác động đáng kể đến động lực chu kỳ kinh doanh nước phát triển nhỏ Kose & Prasad (2002) thấy cú sốc thương mại cú sốc dòng viện trợ nước đặc biệt quan trọng việc giải thích biến động kinh tế vĩ mơ biến động cao nước nhỏ (được xác định nước có dân số 1,5 triệu người) với mức độ mở cửa thương mại tài cao so với nước phát triển khác Trong thực tế, số khủng hoảng tài kinh tế xảy sau chương trình tự hóa tài (Glick & Hutchison, 1999; Kaminsky & Reinhart, 1999) Những khủng hoảng thường trùng hợp với đột ngột quyền tiếp cận với thị trường tài giới (“sudden stops”) dẫn đến biến động lớn sản lượng tiêu dùng 2.2 Tổng quan nghiên cứu trước có liên quan 2.2.1 Hội nhập tài biến động kinh tế vĩ mô Không giống tài liệu phong phú tập trung vào tác động PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 46 (56) - Tháng 05 - 06/2019 độ mở tài tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu phân tích mối liên hệ độ mở biến động kinh tế vĩ mô hạn chế Hơn nữa, nghiên cứu định lượng báo cáo mối liên hệ chưa rõ ràng độ mở tài biến động kinh tế vĩ mô Razin & Rose (1994) nghiên cứu tác động độ mở thương mại tài biến động sản lượng, tiêu dùng đầu tư cho mẫu 138 quốc gia giai đoạn 1950–1988 Họ khơng tìm thấy mối liên hệ đáng kể độ mở biến động kinh tế vĩ mô Easterly, Islam, & Stiglitz (2001) tìm hiểu nguồn biến động kinh tế vĩ mơ cách sử dụng liệu cho mẫu 74 quốc gia giai đoạn 1960–97 Họ thấy mức độ phát triển cao khu vực tài nước có liên quan với biến động thấp Mặt khác, gia tăng mức độ mở cửa thương mại dẫn đến gia tăng biến động sản lượng, đặc biệt nước phát triển Kết họ cho thấy độ mở tài biến động dịng vốn có tác động đáng kể đến biến động kinh tế vĩ mô Họ lập luận rằng, khu vực tài truyền tải tác động biến động dịng vốn đến kinh tế thực, tác động dòng vốn phản ánh biến khu vực tài Gavin & Hausmann (1996) nghiên cứu nguồn biến động kinh tế vĩ mô nước phát triển giai đoạn 1970– 1992 Họ thấy có mối liên hệ tích cực đáng kể biến động dòng vốn biến Nghiên Cứu & Trao Đổi động đầu Bekaert, Harvey, & Lundblad (2002) xem xét tác động tự hóa thị trường cổ phiếu biến động sản lượng tiêu dùng giai đoạn 1980–2000 Họ thấy rằng, sau tự hóa thị trường chứng khốn, có sụt giảm đáng kể biến động sản lượng tiêu dùng Tài khoản vốn mở làm giảm biến động sản lượng tiêu dùng, tác động nhỏ so với tự hóa thị trường chứng khoán Tuy nhiên, họ báo cáo tài khoản vốn mở làm tăng biến động sản lượng tiêu dùng thị trường IMF (2002) cung cấp chứng cho thấy độ mở tài có liên quan đến biến động sản lượng thấp nước phát triển Eozenou (2008) xem xét liệu điều kiện tài nước có giải thích mối liên hệ hội nhập tài biến động kinh tế vĩ mô cho 90 quốc gia giai đoạn 19602000 hay khơng Ơng nhận thấy hội nhập tài khơng ảnh hưởng đến biến động sản lượng có ảnh hưởng đến biến động tiêu dùng tùy thuộc vào mức độ phát triển tài Hội nhập tài làm tăng biến động tiêu dùng nước có mức phát triển tài thấp làm giảm biến động tiêu dùng nước có mức phát triển tài cao Nhìn chung, nhiều nghiên cứu định lượng tác động hội nhập tài biến động kinh tế vĩ mơ khơng tìm thấy mối liên hệ đáng kể hội nhập tài chu kỳ kinh doanh biến động sản lượng họ sử dụng phương pháp khác nhau; xem xét nhóm quốc gia khác nhau, giai đoạn khác biện pháp khác hội nhập tài biến động Lý khơng có ước lượng tuyến tính đáng kể mối quan hệ tính mở tài biến động kinh tế vĩ mơ liệu quốc gia có mức độ mở cửa tài khác gộp lại với mối quan hệ phẳng khơng đơn điệu (Hagen & Zhang, 2006) Do đó, lý thuyết khơng đưa dự đốn rõ ràng tác động hội nhập tài biến động kinh tế vĩ mô, điểm chung rút từ nghiên cứu trước tác động hội nhập tài biến động kinh tế vĩ mô phụ thuộc vào nhiều yếu tố; mức độ hội nhập tài chính, mức độ phát triển ngành tài chính, chất cú sốc kinh tế mức độ phát triển kinh tế 2.2.2 Hội nhập tài chính, phát triển tài biến động kinh tế vĩ mơ Aghion, Bachetta, & Banerjee (2000) Aghion & ctg (1999) cho thấy kinh tế có mức phát triển tài nước thấp có mức độ biến động tốc độ tăng trưởng cao Tuy nhiên Beck, Lundberg, & Majnoni (2006) lập luận điều luôn đúng, tác động phát triển tài biến động phụ thuộc vào việc kinh tế có bị ảnh hưởng cú sốc thực hay cú sốc tiền tệ Sử dụng liệu 63 quốc gia giai đoạn 1960-1997, họ khơng tìm thấy mối quan hệ vững mạnh phát triển tài biến động tăng trưởng kinh t฀ Vấn đề phân tích phụ thuộc lẫn thị trường tài ngồi nước thu hút ý ngày tăng nhà nghiên cứu Caballero & Krishnamurthy (2001) tập trung vào vai trò hệ thống tài nước với tiếp cận thị trường quốc tế Broner & Ventura (2005) cho thấy chia sẻ rủi ro nước nước kết nối phủ khơng thể phân biệt đối xử tác nhân nước Bởi chế này, họ cho thấy thị trường tài sản khơng hồn hảo rủi ro chủ quyền, tồn cầu hóa tài dẫn đến mát hội chia sẻ rủi ro quốc gia, tổn thất phúc lợi Leblebicioğlu (2009) phân tích thức tác động tương tác thiếu hoàn hảo thị trường tín dụng nước hội nhập tài Tác giả phát triển mơ hình kinh doanh thực hai khu vực hai nước quốc gia phải đối mặt với điều kiện tín dụng bất đối xứng theo nghĩa số công ty tốt (T) tiếp cận với tài quốc tế công ty khác (NT) bị hạn chế tiếp cận thị trường vốn nước Sự khơng hồn hảo thị trường tín dụng nước xuất phát từ giả định doanh nghiệp khu vực NT vay trực tiếp từ công nhân để đầu tư tài Khi làm họ phải đối mặt với ràng buộc vay quy định ràng buộc tài sản chấp Tỷ lệ giá trị rịng xác định số tiền vay tối đa thơng số đại diện cho khơng hồn hảo thị trường Số 46 (56) - Tháng 05 - 06/2019 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 23 Nghiên Cứu & Trao Đổi tín dụng nước Trong mơ hình này, sau cú sốc suất tích cực lĩnh vực NT, người lao động muốn tiêu thụ nhiều họ nghèo tác động thương mại Với điều kiện hội nhập tài hồn hảo, cơng nhân vay từ nước ngồi để trì mức tiêu thụ họ Tuy nhiên, theo cách chủ động, cách để nhân viên tăng nguồn thu họ làm việc nhiều cho ngành T Điều làm xấu điều khoản thương mại làm cho khoản tiêu dùng gia đình đắt hơn, làm giảm gia tăng tiêu dùng Theo chế này, cú sốc suất khu vực kinh doanh NT bị hạn chế tín dụng mang lại biến động tiêu dùng cao biến động tiêu dùng điều kiện hội nhập tài cao tương đối so với điều kiện tự tài Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mơ hình nghiên cứu Chúng tơi xem xét tác động hội nhập tài biến động quốc gia mẫu nghiên cứu giai đoạn 45 năm từ năm 1970 đến năm 2014 Biến phụ thuộc độ lệch chuẩn tốc độ tăng trưởng biến có liên quan khoảng thời gian năm không chồng chéo Cửa sổ năm sử dụng để lọc biến động theo chu kỳ hàng năm Các biến giải thích trung bình năm liệu hàng năm hoặc, thước đo biến động xây dựng theo cách tương tự biến phụ thuộc Chúng tơi sử dụng khung phân tích động để thể mối quan hệ hội nhập tài biến động kinh tế vĩ mô 24 Xem xét mô hình hồi quy sau: yi,t = αyi,t-1 + βxi,t + γi + ϑi,t Với γi ϑi,t phân phối độc lập theo i , E[γi] = E[ϑi,t] = E[γi ϑi,t] = 0, với i-1, ,N t = 2, ,T; E[ϑi,t ϑi,s] = với t ≠ s Trong nghiên cứu định lượng với liệu bảng, phương pháp ước lượng sử dụng nhiều mơ hình OLS, mơ hình hiệu ứng cố định (FEM) mơ hình hiệu ứng ngẫu nhiên (REM) Tuy nhiên, tùy vào đặc tính liệu nghiên cứu, kiểm định lựa chọn mơ hình cần thực để lựa chọn mơ hình phù hợp Tiếp theo đó, mơ hình ước lượng tồn khuyết tật mà vi phạm giả định phương pháp hồi quy thông thường tượng nội sinh, tự tương quan, phương sai thay đổi, phương pháp ước lượng GMM, hồi quy biến công cụ, FGLS sử dụng để khắc phục khuyết tật mô hình hồi quy Chúng tơi trình bày kết lựa chọn mơ hình phương pháp ước lượng phần kết nghiên cứu Chúng xem xét phương trình sau cho đặc tính động mơ hình: σij,t = ασij,t-1 + β1Zi,t + β2FDi,t + β3FIi,t + γi + εi,t (1) Trong σij,t biểu thị độ lệch chuẩn tỷ lệ tăng trưởng năm biến j = Y,C,C + G,Q Chúng xem xét GDP (Y), tiêu dùng tư nhân (C), tổng tiêu dùng (C+G) tổng thu nhập (Q) đầu người Hữu dụng tác nhân kinh tế quốc gia không phụ thuộc vào tiêu dùng cá nhân (C) mà PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 46 (56) - Tháng 05 - 06/2019 phụ thuộc vào tiêu thụ phủ (G) Các thuộc tính chu kỳ G ảnh hưởng đến phản ứng C cú sốc kinh tế vĩ mơ Do đó, cần xem xét tổng C G để phản ánh tiêu dùng kinh tế (Kose & ctg, 2003) Tất biến biến đổi chuỗi thực Zi,t tập hợp biến kiểm soát, FDi,t đo lường mức độ phát triển tài chính, FIi,t đo lường mức độ hội nhập tài Với công thức này, cho phép tác động hai biến phụ thuộc vào mức độ biến số lại β2 β3 phương trình (1) thể tác động biên phát triển tài hội nhập tài đến biến động kinh tế vĩ mô, tương ứng Chúng bao gồm biến giả thời gian hồi quy 3.2 Dữ liệu Mơ hình nghiên cứu kết hợp tập biến: (1) biến phụ thuộc đại diện cho bất ổn kinh tế vĩ mô (σij,t); (2) biến độc lập bao gồm biến hội nhập tài (FIi,t) phát triển tài (FDi,t) (3) biến kiểm sốt (Zi,t) 3.2.1 Bất ổn kinh tế vĩ mô Để đo lường mức độ bất ổn kinh tế vĩ mô, sử dụng thước đo biến động tăng trưởng sản lượng (Y), biến động tăng trưởng tiêu dùng (C C+G) biến động tăng trưởng thu nhập (Q) Các hồi quy ước lượng với nhiều thước đo biến động kinh tế vĩ mô khác để nắm bắt tác động hội nhập tài phát triển tài đến nhiều khía cạnh biến động kinh tế vĩ mơ 3.2.2 Hội nhập tài Có hai số phản ánh hội Nghiên Cứu & Trao Đổi nhập tài số dựa luật định (de jure) số dựa thực tế (de facto) Chỉ số de jure bao gồm số hạn chế giao dịch tài khoản vốn số de facto bao gồm thâm hụt tài khoản vãng lai, tài sản nước ngồi rịng, dịng vốn FDI, dịng vốn đầu tư cổ phần danh mục dòng vốn khác (Kari, 2004; Fan, Mohtadi & Neumann, 2014) Với số de jure, nghiên cứu sử dụng số KAOPEN xây dựng Chinn & Ito (2008) Như lưu ý website Ito1, KAOPEN dựa biến giả nhị phân mã hóa việc lập bảng hạn chế giao dịch tài xuyên biên giới báo cáo Báo cáo thường niên phạm vi trao đổi hạn chế trao đổi (AREAER) IMF Chỉ số thành phần chuẩn hóa bốn loại hạn chế tài khoản vãng lai bên sử dụng nhiều nghiên cứu hội nhập tài quốc tế Với số de facto, sử dụng hai thước đo hội nhập tài quốc tế xây dựng Lane & Milesi-Ferretti (2007) Các thước đo ước tính trữ lượng tài sản nợ nước ngồi quốc gia có nguồn gốc từ liệu dòng tài sản nợ phải trả (còn gọi Vị đầu tư quốc tế, IIP) tính tốn Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) Lane & Milesi-Ferretti (2007) xây dựng thước đo hội nhập tài IFIGDP GEQY Thước đo IFIGDP bao gồm tất mục số IIP IMF, kết hợp dòng vốn FDI, danh mục đầu tư, luồng vốn đầu http://web.pdx.edu/~ito/Chinn-Ito_ website.htm tư khác, phái sinh tài tài sản dự trữ, tất GDP Thước đo GEQY bao gồm thành phần vốn cổ phần IIP: đầu tư danh mục vào vốn cổ phần FDI Cả IFIGDP GEQY đo lường hội nhập tài cách tổng hợp vị tài sản nợ nước tương đối GDP Bởi số de jure hội nhập tài khơng có thay đổi đáng kể theo thời gian (Eozenou, 2008), thước đo IIP de facto hội nhập tài có khả phản ánh hướng loại tài sản, tập trung nhiều vào số de facto Hai số de facto thành phần IFIGDP GEQY xem xét riêng biệt hồi quy cụ thể Chúng bao gồn số KAOPEN tất mơ hình hồi quy biến kiểm soát Tương quan số KAOPEN thành phần IFIGDP IIP 0.302, tương quan KAOPEN thành phần GEQY IIP 0.4 Loại bỏ biến KAOPEN không làm thay đổi kết định tính trình bày đây, chúng tơi muốn giữ biến kiểm sốt để xem xét khía cạnh de jure de facto hội nhập tài quốc tế tác động chúng biến động kinh tế vĩ mô Sự khác biệt có tầm quan trọng đặc biệt việc hiểu tác động hội nhập tài nhiều kinh tế trì kiểm sốt giao dịch tài khoản vốn cho thấy điều hiệu nhiều trường hợp, đặc biệt bối cảnh tự hóa dịng vốn Chúng tơi sử dụng thước đo độ mở thương mại tiêu chuẩn (tỷ lệ nhập xuất GDP) Chỉ số TRADEOPEN thước đo tính mở thương mại de facto Kết hợp với độ mở tài chính, độ mở thương mại đưa vào mơ hình hồi quy thước đo độ mở quốc tế thực quốc gia 3.2.3 Phát triển tài Các thước đo khác phát triển tài đề xuất nhiều nghiên cứu khác (xem thêm, King & Levine, 1993; Arestis & Demetriades, 1997; Beck, Demirguc-Kunt & Levine, 2000; Svirydzenka, 2016) Hầu hết nghiên cứu trước thường sử dụng thước đo phát triển tài “tín dụng nội địa/GDP” “vốn hóa TTCK/GDP” Tuy nhiên, số khơng tính đến tính chất đa chiều phức tạp phát triển tài Càng ngày, lĩnh vực tài phát triển hệ thống tài trở nên đa dạng toàn cầu Sự đa dạng hệ thống tài khắp quốc gia ngụ ý cần xem xét nhiều số mà phản ánh nhiều khía cạnh khác nhau, để đo lường phát triển tài tồn diện Trong nghiên cứu này, chúng tơi sử dụng sở liệu từ Svirydzenka (2016)2 lựa chọn số phát triển tài năm Phát triển tài định nghĩa kết hợp chiều sâu (quy mơ tính khoản thị trường), khả tiếp cận (khả Svirydzenka (2016) tính tốn số phát triển tài cho 183 quốc gia giai đoạn từ 1980 đến nay, cách tóm tắt cách thức tổ chức tài thị trường tài phát triển mặt chiều sâu, khả tiếp cận, hiệu ổn định hệ thống tài với số thành phần toàn diện từ Cơ sở liệu Phát triển tài tồn cầu Ngân hàng Thế giới Số 46 (56) - Tháng 05 - 06/2019 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 25 Nghiên Cứu & Trao Đổi cá nhân công ty tiếp cận với dịch vụ tài chính) hiệu (khả tổ chức tài cung cấp dịch vụ tài với chi phí thấp doanh thu bền vững mức độ hoạt động thị trường vốn) tổ chức tài thị trường tài Cách tiếp cận đa chiều xác định phát triển tài tuân theo ma trận đặc điểm hệ thống tài phát triển Čihák & ctg (2012) 3.2.4 Các biến kiểm soát khác Trong phương trình hồi quy, chúng tơi bao gồm số biến kiểm soát khác dựa theo nghiên cứu trước (xem thêm Eozenou, 2008; Fan, Mohtadi, & Neumann, 2014; Kose & ctg, 2003; Lane & Milesi-Ferretti, 2007) Ngoài thước đo độ mở thương mại tài chính, biến kiểm sốt chúng tơi bao gồm logarit tự nhiên mức thu nhập bình quân đầu người (lnRGNI) logarit tự nhiên tổng dân số (lnPOP) thước đo quy mô kinh tế, độ lệch chuẩn điều khoản thương mại (ToT) mức độ lạm phát trung bình (INF) để đại diện cho biến động mức giá tương đối hàng hóa ngoại thương hàng hóa nước, biến động cán cân tài khóa (BUGET) biến động lãi suất (LS) nhằm kiểm soát tác động cú sốc sách tài khóa sách tiền tệ đến biến động kinh tế vĩ mô Dữ liệu thô thu thập từ sở liệu số phát triển giới (WDI) Ngân hàng giới Thống kê tài uốc tế (IFS) Quỹ tiền tệ giới 26 Bảng Thống kê mơ tả Biến Trung bình Độ lệch chuẩn Min Max σY 1,743 0,967 0,383 4,560 σC 1,440 0,805 0,468 4,556 σCG 1,126 0,637 0,353 4,229 σQ 2,048 1,007 0,409 4,947 FD 0,661 0,157 0,324 0,894 KAOPEN 1,783 1,133 -1,910 2,360 IFIGDP 2,097 2,249 0,225 12,448 GEQY 0,631 0,612 0,026 2,588 TRADEOPEN 42,334 16,365 12,446 83,850 INF 59,622 34,369 1,614 106,754 ToT 4,914 5,753 0,387 31,145 BUGET 1,039 0,691 0,134 4,628 LS 1,393 1,017 0,000 4,370 lnPOP 18,137 0,657 16,908 19,565 lnRGNI 10,388 0,268 9,794 10,821 Bảng trình bày thống kê mô tả biến nghiên cứu Trong toàn mẫu nghiên cứu, biến động tăng trưởng sản lượng (σ_Y) trung bình 1,743%, biến động tăng trưởng tiêu dùng tư nhân (σ_C) biến động tổng tiêu dùng (σ_CG) trung bình 1,44% 1,126%, tương ứng Thu nhập bình qn đầu người có mức biến động trung bình (σ_Q) cao mức 2,048% Đối với biến đo lường hội nhập tài chính, thước đo de jure có điểm trung bình 1,783 điểm, thị trường có mức độ bãi bỏ hạn chế giao dịch tài khoản vốn lớn với mức 2,36 điểm thị trường loại bỏ hạn chế -1,91 điểm Thước đo hội nhập tài de facto IFIGDP có trung bình (2,097) mức độ biến động (2,249) cao so với KAOPEN, GEQY có mức độ biến động thấp (0,612) Tất hệ số tương quan biến độc lập nhỏ 0,8, cho thấy mức độ tương quan cặp biến không PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 46 (56) - Tháng 05 - 06/2019 cao Ngoài ra, hệ số VIF biến nhỏ, nhỏ 10 (lớn biến TRADEOPEN với VIF = 5,21)3 Do đó, kết luận, khơng có tượng đa cộng tuyến hồn hảo biến mơ hình nghiên cứu Kết nghiên cứu Chúng thực hồi quy phương trình (1) với thước đo biến động kinh tế vĩ mơ hội nhập tài khác để trả lời câu hỏi nghiên cứu Để thực điều này, đầu tiên, tiến hành lựa chọn mơ hình phương pháp ước lượng phù hợp Chúng ước lượng hồi quy Pooled OLS, FEM, REM mơ hình có biến phụ thuộc σY, σC, σCG σQ biến đại diện hội nhập tài de facto tương ứng IFIGDP GEQY Để đảm bảo phù hợp mơ hình, chúng tơi thực kiểm định: F (để lựa chọn Pooled OLS FEM), Hausman Kết phân tích tương quan tính tốn VIF cung cấp từ tác giả có yêu cầu Nghiên Cứu & Trao Đổi (để lựa chọn REM FEM), Breusch-Pagan Lagrangian (để lựa chọn Pooled OLS REM) Kết cho thấy, tất mơ hình ước lượng, phương pháp Pooled OLS phù hợp Các kiểm định sau hồi quy hạn chế mơ hình bao gồm kiểm định Wooldridge với tượng tự tương quan kiểm định Breusch-Pagan/CookWeisberg với tượng phương sai thay đổi cho thấy giả thiết không tồn tượng phương sai thay đổi tự tương quan bị bác bỏ tất mơ hình hồi quy, mức ý nghĩa 5%4 Từ phương pháp ước lượng lựa chọn, kết ước lượng mơ hình hồi quy thể thể bảng Các biến trễ biến phụ thuộc có ý nghĩa thống kê mức 10% trường hợp biến động tiêu dùng tư nhân tổng tiêu dùng, hỗ trợ đặc tính động biến động kinh tế vĩ mô theo thời gian Về tác động hội nhập tài chính, khơng tìm thấy chứng thống kê tác động thước đo hội nhập tài de jure (KAOPEN) đến biến động kinh tế vĩ mơ Ngược lại, chúng tơi tìm thấy chứng thống kê cho thấy thước đo hội nhập tài de facto (IFIGDP) tác động dương có ý nghĩa thống kê mức 10% đến biến động tiêu dùng tư nhân biến động tổng tiêu dùng Kết phù hợp với phát Eozenou (2008), Easterly & ctg (2004) Kose & ctg (2003) Độ mở thương mại tác động dương đến biến động sản lượng Kết kiểm định lựa chọn mô hình phương pháp ước lượng tác giả cung cấp có yêu cầu mức ý nghĩa thống kê 10% Điều cho thấy kinh tế mở kết hợp với mức độ chuyên môn hóa cao dễ bị tổn thương với cú sốc bên (Kose & ctg, 2003; Rodrik, 1998) Như thảo luận trước đó, lý thuyết khơng cung cấp dẫn rõ ràng tác động hội nhập tài thương mại biến động sản lượng Tuy nhiên, hội nhập tài khuyến khích giao dịch tài sản quốc tế, thay tài sản nước nước trở nên lớn làm tăng biến động tiêu dùng (Razin & Rose, 1994; Evans & Hnatkovska, 2007) Thực tế cho thấy, khủng hoảng diễn số kinh tế thị trường năm 1990, cho thấy hội nhập tài quốc tế gia tăng giai đoạn làm tăng biến động kinh tế vĩ mơ Ngược lại với hội nhập tài chính, nghiên cứu tìm thấy chứng thống kê tác động âm phát triển tài nước đến biến động kinh tế vĩ mô, phù hợp với kết Aghion, Bachetta, & Banerjee (2000), Aghion & ctg (1999), Wang, Wen, & Xu (2018) Eozenou (2008) Kết phù hợp với dự đoán lý thuyết, cho rằng, quốc gia có lĩnh vực tài phát triển sâu hơn, việc đối phó với đảo chiều dòng vốn đột ngột dễ dàng tác nhân kinh tế có nhiều lựa chọn để tự bảo hiểm rủi ro đó, kinh tế thường phải đối diện với biến động kinh tế vĩ mô trước cú sốc so với quốc gia có mức độ phát triển tài thấp hệ thống tài nơng (Aghion, Dewatripont & Rey, 1999; Caballero & Krishnamurthy, 2001) Kết hợp tác động hội nhập tài phát triển tài cho ta thấy, tác động hội nhập tài đến biến động kinh tế vĩ mơ bị ảnh hưởng mức độ phát triển thị trường tài nước Kết chúng tơi phù hợp với mơ hình cân tổng thể mà bao gồm ma sát thị trường tài nước quốc tế Leblebicioğlu (2009) Những kết ủng hộ ý tưởng hệ thống tài nước yếu kém, việc giải phóng dịng vốn quốc tế làm trầm trọng thêm biến dạng méo mó có khơng hồn hảo thị trường vốn, khuếch đại biến động kinh tế Khi cải cách kinh tế nước không theo kịp với hội nhập quốc tế, khu vực tư nhân thị trường tài nơng phát triển, thị trường nội địa thiếu tự hóa, thúc đẩy tự hóa tài chính, tác nhân nước dễ bị tác động cú sốc tiêu cực từ bên ngồi đó, kinh tế nội địa phải đối diện với bất ổn nghiêm trọng Một cách giải thích khác Broner Ventura (2005) theo nghĩa, tồn cầu hóa tài gia tăng liên quan đến việc phá hủy hội chia sẻ rủi ro thị trường tài sản khơng hồn hảo Sự biến động điều khoản thương mại yếu tố quan trọng định đến biến Số 46 (56) - Tháng 05 - 06/2019 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 27 Nghiên Cứu & Trao Đổi động sản lượng biến động thu nhập Thu nhập tương đối có tác động tiêu cực đến biến động tiêu dùng Nói cách khác, quốc gia thu nhập cao dường có mức độ biến động tiêu dùng thấp nhiều so với quốc gia thu nhập thấp, họ khơng có biến động sản lượng thấp nhiều Các biến khác biến động cán cân tài khóa biến động lãi suất dường ảnh hưởng đến biến động tiêu dùng theo cách tương tự chúng ảnh hưởng đến biến động sản lượng thu nhập Kết luận Hội nhập tài tồn cầu hóa tài xu chủ đạo mà quốc gia theo đuổi từ năm 1990 đến Đánh giá lợi ích chi phí liên quan đến tồn cầu hóa tài địi hỏi hiểu biết rõ ràng tác động hội nhập tài quốc tế đến biến động kinh tế vĩ mơ Bài viết cố gắng làm sáng tỏ tác động hội nhập tài quan hệ với phát triển tài biến động kinh tế Đầu tiên, xem xét ý nghĩa lý thuyết kinh tế tác động hội nhập tài biến động Chúng kết luận lý thuyết kinh tế không cung cấp hướng dẫn rõ ràng tác động hội nhập tài phát triển tài biến động sản lượng Trong nghiên cứu chúng tôi, kết cho thấy độ mở tài có liên quan đến gia tăng biến động tăng trưởng tiêu dùng, trái với quan niệm hội chia sẻ rủi ro quốc tế thông qua hội nhập tài Kết chúng tơi phù hợp với báo cáo từ 28 Bảng Tác động hội nhập tài phát triển tài đến bất ổn kinh tế vĩ mơ σY FD KAOPEN IFIGDP σC (1) (2) (1) (2) (1) (2) -6,083 -2,206 -2,761 -1,500 -1,707 -5,286* -5,465* (-1,99) (-1,52) (-1,19) (-1,30) (-0,99) (-0,95) (-2,09) (-1,99) -1,514 -1,417 -1,300 -1,336 -1,160 -1,028 -0,771 -0,714 (-0,96) (-0,85) (-1,08) (-1,05) (-1,15) (-0,92) (-0,50) (-0,46) 0,050 0,093* (0,730) 0,092** (1,880) 0,068 0,025* (1) (0,740) 0,281 (1,400) (2) 0,046 (2,270) 0,376 (0,180) TRADEOPEN 0,026* ToT σQ -6,228* GEQY INF σCG 0,146 (1,230) (0,460) -0,016 -0,019* -0,008 -0,010 -0,001 -0,002 (1,990) (2,100) (-1,65) (-1,80) (-1,05) (-1,15) (-0,08) (-0,17) -0,006 -0,005 -0,013* -0,010 -0,01* -0,006 -0,017** -0,016** (-0,81) (-0,59) (-1,98) (-1,58) (-1,87) (-1,20) (-2,34) 0,130*** 0,124** 0,011 0,012 0,011 0,008 0,107** 0,105** (-2,20) (3,070) (2,720) (0,370) (0,360) (0,450) (0,290) (2,720) (2,560) BUGET 0,203 0,217 0,081 0,098 0,056 0,071 0,173 0,182 (1,120) (1,310) (0,630) (0,730) (0,550) (0,630) (1,080) (1,130) LS 0,290 0,303 0,368** 0,373** 0,162 0,180 0,216 0,222 (1,530) (1,540) (2,630) (2,550) (1,400) (1,420) (1,230) (1,250) lnPOP 0,863* 0,814 0,276 0,277 0,257 0,205 0,274 0,252 (2,110) (1,660) (0,900) (0,840) (1,010) (0,720) (0,710) (0,640) lnRGNI σQY(-1) σC(-1) -1,867 -2,315 -2,861 -3,742* -1,287 -1,934 -2,284 -2,676 (-0,74) (-0,93) (-1,39) (-1,76) (-0,79) (-1,09) (-1,00) (-1,21) 0,100 0,098 -0,444* -0,410 (-2,05) (-1,71) 0,047 0,037 (0,440) (0,490) -0,376* -0,398* (-1,91) (-1,89) σCG(-1) σQ(-1) (0,230) (0,180) constant 9,492 14,670 30,630 39,89* 13,880 21,070 24,840 29,190 (0,400) (0,670) (1,560) (1,990) (0,900) (1,260) (1,160) (1,420) Ghi chú: Trong mơ hình (1), biến đại diện cho Hội nhập tài de factor IFIGDP, mơ hình (2) GEQY Giá trị thống kê t (t_statistic) ngoặc đơn () *, **, *** thể mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% 1%, tương ứng nghiên cứu trước (xem Eozenou, 2008; Fan & ctg, 2014; Kose & ctg, 2003) Kết cho thấy, có lợi ích định, song hội nhập tài tạo mơi trường để cú sốc khối ngoại PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 46 (56) - Tháng 05 - 06/2019 dễ dàng tác động đến kinh tế nội địa Từ đó, để gặt hái lợi ích hội nhập tài mặt chia sẻ rủi ro, địi hỏi quốc gia phải phát triển trình độ chun mơn cao hội nhập tài quốc tế có liên Nghiên Cứu & Trao Đổi quan đến nhiều rủi ro Để giảm thiểu rủi ro này, quốc gia cần phải cải cách cấu trúc kinh tế vĩ mơ theo hướng hồn thiện Ví dụ, kết cho thấy phát triển hệ thống tài nước quan trọng mức độ phát triển ngành tài cao có liên quan với biến động kinh tế vĩ mơ thấp hơn, đó, quốc gia cần xem xét cải cách cấu hoàn thiện hệ thống tài nội địa TàI lIệu THam kHảo Arestis, P and Demetriades, P (1997) ‘Financial Development and Economic Growth: Assessing the Evidence’, The Economic Journal WileyRoyal Economic Society, 107(442), pp 783– 799 doi: 10.2307/2957802 Beck, T., Lundberg, M and Majnoni, G (2006) ‘Financial intermediary development and growth volatility: Do intermediaries dampen or magnify shocks?’, Journal of International Money and Finance Pergamon, 25(7), pp 1146–1167 doi: 10.1016/J JIMONFIN.2006.08.004 Bekaert, G., Harvey, C R and Lundblad, C (2002) Growth Volatility and Equity Market Liberalization North Carolina Buch, C M., Doepke, J and Pierdzioch, C (2005) ‘Financial openness and business cycle volatility’, Journal of International Money and Finance Pergamon, 24(5), pp 744–765 doi: 10.1016/J.JIMONFIN.2005.04.002 Chinn, M D and Ito, H (2008) ‘A New Measure of Financial Openness’, Journal of Comparative Policy Analysis, 10(3), pp 309–322 Available at: http:// web.pdx.edu/~ito/Chinn-Ito_website htm (Accessed: 29 December 2018) Eozenou, P (2008) Financial Integration and Macroeconomic Volatility: Does Financial Development Matter? 12738 University Library of Munich, Germany Available at: https://ideas.repec.org/p/ pra/mprapa/12738.html (Accessed: 30 November 2018) Fan, P.-H., Mohtadi, H and Neumann, R (2014) ‘Financial Integration, Macroeconomic Volatility, and the Directions of Capital Flows’, pp 612– 625 Hagen, J Von and Zhang, H (2006) Financial Openness and Macroeconomic Volatility Available at: https://pdfs semanticscholar.org/e4ca/36ed77cd 71a389c140aaeda8b7020e3ef2b.pdf (Accessed: January 2019) Kose, M A., Prasad, E S and Terrones, M E (2003) ‘Financial Integration and Macroeconomic Volatility’, IMF Staff Papers, 50(Special Issue), pp 119–142 doi: 10.2139/ssrn.393420 Lane, P R and Milesi-Ferretti, G M (2007) ‘The external wealth of nations mark II: Revised and extended estimates of foreign assets and liabilities, 1970–2004’, Journal of International Economics North-Holland, 73(2), pp 223–250 doi: 10.1016/J.JINTECO.2007.02.003 Nzioka, O M., Kaijage, E and Ochieng, D E (2017) ‘Financial Integration, Macroeconomic Volatility And Economic Growth In The East African Community’, European Scientific Journal, 13(19) doi: 10.19044/esj.2017 v13n19p317 Svirydzenka, K (2016) ‘Introducing a New Broad-based Index of Financial Development’, IMF Working Paper, WP/16/5(January), pp 1–43 Wang, P., Wen, Y and Xu, Z (2018) ‘Financial development and long-run volatility trends’, Review of Economic Dynamics Academic Press, 28, pp 221– 251 doi: 10.1016/J.RED.2017.08.005 Số 46 (56) - Tháng 05 - 06/2019 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 29 ... Neumann, 201 4) Một số nghiên cứu gần xem xét tác động độ mở tài biến động kinh tế vĩ mô cách sử dụng mô Số 44 (54)-Tháng 01-02 /201 9 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 21 Nghiên Cứu & Trao Đổi hình giá dính ngẫu... kiện tự tài Phương pháp nghiên cứu 3.1 Mơ hình nghiên cứu Chúng tơi xem xét tác động hội nhập tài biến động quốc gia mẫu nghiên cứu giai đoạn 45 năm từ năm 1970 đến năm 201 4 Biến phụ thuộc độ... Hausmann (1996) nghiên cứu nguồn biến động kinh tế vĩ mô nước phát triển giai đoạn 1970– 1992 Họ thấy có mối liên hệ tích cực đáng kể biến động dịng vốn biến Nghiên Cứu & Trao Đổi động đầu Bekaert,