Giới thiệu
Lý do chọn đề tài
Trong những năm gần đây, Việt Nam đã tích cực hội nhập vào nền kinh tế toàn cầu, đặc biệt là sau khi gia nhập Tổ Chức Thương mại Thế giới (WTO) vào năm 2007 Nước này đã ký kết nhiều Hiệp định thương mại tự do (FTA) với các quốc gia và tổ chức quốc tế, như FTA với Nhật Bản (2008), Chi Lê (2011), và các nước ASEAN cùng Úc, New Zealand (2012) Việt Nam cũng tham gia vào cộng đồng kinh tế ASEAN (AEC) vào năm 2015 và ký Hiệp định CPTPP vào năm 2018 Đặc biệt, vào tháng 6/2018, Việt Nam và Liên Minh Châu Âu đã hoàn tất rà soát pháp lý cho Hiệp định Thương mại (EVFTA) và Hiệp định bảo hộ đầu tư (EVIPA) Theo số liệu từ World Bank, Việt Nam đã đạt được những thành tựu kinh tế ấn tượng trong 6 năm qua, với tăng trưởng GDP và độ mở thương mại đạt mức cao sau các cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu.
(Nguồn: tổng hợp và tính toán từ số liệu World Bank)
Hình 1.1 Tăng trưởng GDP và độ mở thương mại tại Việt Nam giai đoạn 2012 – 2017
1 GES-Kualalumpur 2013, 2018 Các hiệp định thương mại Việt Nam đã ký kết: quá trình và lợi thế The
Global Entrepreneurship Summit AO Conventions & Event SDN BHD, Kuala Lumpur Malaysia
2012 2013 2014 2015 2016 2017 Tăng trưởng GDP 5.25% 5.42% 5.98% 6.68% 6.21% 6.81% Độ mở thương mại 156.6% 165.1% 169.5% 178.8% 184.7% 200.4%
Tăng trưởng GDP Độ mở thương mại h
Trường phái kinh tế học Keynesian nhấn mạnh mối quan hệ gián tiếp giữa chính sách tiền tệ và tăng trưởng kinh tế thông qua lãi suất, ảnh hưởng đến đầu tư và xuất nhập khẩu Nhiều nghiên cứu chỉ ra rằng chính sách tiền tệ tác động đến hiệu quả kinh tế qua các kênh khác nhau, với tầm quan trọng của các kênh này phụ thuộc vào độ mở của nền kinh tế (Romer, 1993; Karras, 2001; Rogoff, 2003; Berument, Konac và Seney, 2007) Các nghiên cứu của Karras (1999, 2001) và những tác giả khác đã chỉ ra rằng độ mở nền kinh tế ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ, tăng trưởng kinh tế, lạm phát và tỷ giá hối đoái Cụ thể, khi độ mở gia tăng, tác động của chính sách tiền tệ đến tăng trưởng kinh tế và tỷ giá giảm nhưng lại tăng cường tác động đến lạm phát Tuy nhiên, một số nghiên cứu, như của Berument và Dogan tại Thổ Nhĩ Kỳ, đã đưa ra kết quả không đồng nhất với các kết luận của Karras.
Nghiên cứu năm 2003 chỉ ra rằng sự tăng trưởng sản lượng và lạm phát có mối quan hệ ngược chiều với độ mở của nền kinh tế Berument và Seney (2007) khẳng định rằng tầm quan trọng của mối liên hệ này đối với hiệu quả của chính sách tài chính (CSTT) trong việc ảnh hưởng đến tăng trưởng và lạm phát rất khác nhau giữa các quốc gia, cho thấy sự phụ thuộc vào các yếu tố như sự khác biệt trong CSTT và cơ chế truyền dẫn tiền tệ Hoàng Xuân Bình (2011) cho rằng có mối quan hệ tích cực giữa tăng trưởng kinh tế và độ mở thương mại, nhưng chưa phân tích tác động của độ mở thương mại đến CSTT Ekpo và Effiong (2017) kết luận rằng tại 37 quốc gia châu Phi, sự gia tăng độ mở thương mại làm tăng hiệu quả của CSTT đối với tăng trưởng sản lượng và giảm tác động của CSTT đến lạm phát, dẫn đến việc giảm lạm phát.
Nghiên cứu cho thấy chưa có kết quả nhất quán từ các nghiên cứu thực tiễn ở nhiều quốc gia về tác động của chính sách tài chính Sau khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008 và khủng hoảng nợ công châu Âu năm 2012, nền kinh tế thế giới và Việt Nam đã chậm lại Tuy nhiên, Việt Nam đã ngày càng hội nhập hơn, đạt được nhiều số liệu kinh tế ấn tượng, đặc biệt là sự tăng trưởng kinh tế gắn liền với tỷ lệ độ mở nền kinh tế Những yếu tố này tạo cơ hội nghiên cứu cho luận văn nhằm xem xét ảnh hưởng của độ mở nền kinh tế đối với tác động của chính sách tài chính lên tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam.
Mục tiêu nghiên cứu
Luận văn được thực hiện nhằm đánh giá tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam khi độ mở cửa nền kinh tế thay đổi.
Câu hỏi nghiên cứu
Khi độ mở thay đổi, ảnh hưởng của CSTT lên tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam sẽ thay đổi như thế nào?
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu
Nghiên cứu này tập trung vào tác động của chính sách tài chính (CSTT) tại Việt Nam, được thể hiện qua lãi suất chính sách (LSCS), dưới ảnh hưởng của độ mở của nền kinh tế Hai chỉ số được sử dụng để đo lường độ mở này là độ mở thương mại và độ mở tài chính.
Nghiên cứu này tập trung vào ảnh hưởng của độ mở nền kinh tế đối với tác động của chính sách tài chính (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam, trong khoảng thời gian từ quý 1 năm 2004 đến quý 4 năm 2017.
Phương pháp nghiên cứu
Luận văn sử dụng phương pháp định lượng để nghiên cứu ảnh hưởng của độ mở cửa nền kinh tế đến tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế, dựa trên mô hình của Georgios Karras (1999, 2001) Dữ liệu được thu thập từ WorldBank và Quỹ Tiền Tệ Thế Giới Luận văn sẽ điều chỉnh mô hình Karras, bổ sung biến để xác định tác động của độ mở cửa tài chính (FDIj,t/GDPj,t) đến CSTT và tăng trưởng kinh tế Phương pháp ước lượng Ordinary Least Squares (OLS) và Generalized Least Squares (GLS) sẽ được áp dụng, kèm theo các kiểm định độ trễ, tính dừng, phương sai thay đổi và tự tương quan để nâng cao tính khả thi của kết quả nghiên cứu.
Kết quả kỳ vọng và những đóng góp của luận văn
Luận văn dự kiến sẽ xác nhận giả thuyết nghiên cứu rằng khi độ mở nền kinh tế Việt Nam tăng lên, tác động của chính sách tài chính (CSTT) đối với tăng trưởng kinh tế sẽ giảm, và ngược lại, khi độ mở giảm, tác động của CSTT sẽ mạnh hơn Nghiên cứu này được xây dựng dựa trên các công trình của Karras (1999, 2001).
Luận văn này nghiên cứu ảnh hưởng của độ mở thương mại và độ mở tài chính, cả riêng lẻ và đồng thời, đến các tác động kinh tế Chúng tôi sẽ phân tích từng trường hợp để làm rõ mối quan hệ giữa hai yếu tố này và cách chúng tương tác với nhau trong bối cảnh phát triển kinh tế.
CSTT đã thúc đẩy tăng trưởng kinh tế theo mô hình của Karras (1999, 2001), điều này chưa từng được khám phá trong các nghiên cứu trước Kết quả nghiên cứu cung cấp cơ sở thực nghiệm quan trọng cho việc hoạch định và thực hiện CSTT tại Việt Nam, với sự chú ý đến độ mở của nền kinh tế, đặc biệt trong bối cảnh hội nhập toàn cầu ngày càng gia tăng.
Cơ sở lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm
Cơ sở lý thuyết
2.1.1 Khái niệm, mục tiêu và công cụ của CSTT
Để xây dựng cơ sở lý thuyết cho mục tiêu, công cụ và cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ (CSTT), luận văn này trình bày các quan điểm về CSTT dựa trên nghiên cứu của các nhà kinh tế học trước đây.
Theo Lattie (2000), chính sách tiền tệ (CSTT) là những hành động của Ngân hàng Trung ương (NHTW) nhằm điều chỉnh lượng tiền và tín dụng trong nền kinh tế Qua đó, NHTW có thể ảnh hưởng đến mức chi tiêu tiêu dùng và đầu tư, từ đó tác động đến giá cả và tăng trưởng kinh tế CSTT hoạt động chủ yếu thông qua hệ thống tài chính, đặc biệt là các Ngân hàng Thương mại (NHTM), nơi NHTW kiểm soát lượng tiền và tín dụng thông qua các NHTM để điều chỉnh nền kinh tế.
CSTT, theo quan điểm của Loayza và Schmidt-Hebbell (2002), là tập hợp các luật lệ và hành động do NHTW điều chỉnh nhằm đạt được các mục tiêu kinh tế Mathai (2009) định nghĩa CSTT là việc điều chỉnh nguồn cung tiền để kiểm soát lạm phát và ổn định sản lượng Mishkin (2016) cho rằng CSTT là quản lý cung tiền và lãi suất trong nền kinh tế, do NHTW thực hiện Copeland (2005) nhấn mạnh rằng CSTT có ý nghĩa khác nhau trong nền kinh tế mở, với chế độ tỷ giá thả nổi liên quan đến quản lý cung tiền, trong khi chế độ tỷ giá cố định tập trung vào quản lý tín dụng nội địa Tóm lại, CSTT là một chính sách kinh tế vĩ mô mà NHTW sử dụng để điều chỉnh lượng cung tiền và lãi suất nhằm đạt được các mục tiêu kinh tế đã đề ra.
CSTT hoạt động thông qua các công cụ mà NHTW sử dụng để tác động vào các mục tiêu trung gian như cung tiền và lãi suất, từ đó ảnh hưởng đến mục tiêu cuối cùng Mục tiêu duy trì giá ổn định đang ngày càng thu hút sự chú ý của các nhà hoạch định chính sách toàn cầu Sự ổn định giá, được NHTW định nghĩa là lạm phát thấp và ổn định, hiện được coi là mục tiêu quan trọng nhất của CSTT Các nghiên cứu của Kahn và Jacobson (1989), Loayza và Hebbel (2002), cùng với Ólafsson đã nhấn mạnh tầm quan trọng của vấn đề này.
(2006) và Mishkin (1999), cho thấy mục tiêu chính và cơ bản của CSTT là ổn định giá cả Tuy nhiên cũng có quan điểm không đồng nhất, Bordo và Wheelock
Theo nghiên cứu của năm 2007, có ba mục tiêu chính của chính sách tiền tệ (CSTT) bao gồm ổn định giá cả, duy trì tỷ lệ thất nghiệp thấp và bảo đảm sự ổn định của hệ thống tài chính Mishkin (2016) đã nhấn mạnh rằng mặc dù ổn định giá cả là mục tiêu hàng đầu, nhưng các ngân hàng trung ương cũng cần chú trọng đến các mục tiêu khác như duy trì tỷ lệ việc làm cao và ổn định sản lượng.
Tại Việt Nam, mục tiêu của chính sách tiền tệ (CSTT) được quy định trong Luật Ngân Hàng Nhà Nước Việt Nam, luật số 46/2010/QH12, với trọng tâm là ổn định giá cả thông qua chỉ tiêu lạm phát Quốc hội có trách nhiệm quyết định và giám sát việc thực hiện CSTT hàng năm, nhằm đảm bảo tăng trưởng kinh tế, ổn định lãi suất, và duy trì sự ổn định của thị trường tài chính cũng như thị trường ngoại hối.
Các nhà nghiên cứu đã chỉ ra rằng mục tiêu của chính sách tiền tệ (CSTT) ở các quốc gia trên thế giới rất đa dạng Tuy nhiên, cần làm rõ ý nghĩa của những mục tiêu này, tức là khi các quốc gia theo đuổi các mục tiêu CSTT, nền kinh tế sẽ thu được những lợi ích gì.
Mục tiêu ổn định giá cả là yếu tố quan trọng nhất của chính sách tiền tệ, ảnh hưởng lâu dài đến nền kinh tế Theo Mishkin (2016), sự ổn định giá cần thiết vì lạm phát tạo ra sự không chắc chắn, cản trở tăng trưởng kinh tế Khi giá cả thay đổi, thông tin từ giá cả hàng hóa và dịch vụ trở nên khó hiểu, làm phức tạp quyết định của người tiêu dùng, doanh nghiệp và Chính phủ, dẫn đến hệ thống tài chính kém hiệu quả Lạm phát cũng gây khó khăn trong việc lập kế hoạch tương lai và tạo ra căng thẳng xã hội khi các nhóm cạnh tranh để đảm bảo thu nhập theo kịp mức giá tăng.
Sự ổn định về giá giúp cá nhân, doanh nghiệp và Chính phủ lập kế hoạch và ra quyết định chính xác hơn, đồng thời dễ dàng dự đoán các chỉ số kinh tế vĩ mô Điều này tạo điều kiện cho thị trường tài chính hoạt động hiệu quả, kiểm soát lạm phát và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ổn định Ngân hàng trung ương các quốc gia thường theo dõi chỉ số giá tiêu dùng (CPI) như một đại diện cho mức độ lạm phát Ngoài ra, theo Madura (2012), các chỉ số khác như chỉ số giá sản xuất, giá dầu, giá vàng và tăng trưởng kinh tế cũng được sử dụng để thể hiện tỷ lệ lạm phát, mặc dù chúng có độ trễ nhất định.
Tỷ lệ việc làm cao và ổn định sản lượng
Tỷ lệ việc làm cao là một mục tiêu cần được xem xét vì hai lý do chính:
Tỷ lệ thất nghiệp cao gây ra nhiều khó khăn cho người lao động và nền kinh tế, khi có cả người lao động và tài nguyên nhàn rỗi, dẫn đến mất sản lượng và GDP thấp hơn Tỷ lệ việc làm cao không đồng nghĩa với việc tỷ lệ thất nghiệp bằng không, mà nên đạt mức tỷ lệ thất nghiệp tự nhiên khi cung và cầu lao động cân bằng Trong đó, thất nghiệp ma sát xảy ra khi người lao động tạm nghỉ việc để tìm kiếm cơ hội khác, trong khi thất nghiệp cấu trúc là do sự không phù hợp giữa kỹ năng của người lao động và yêu cầu công việc (Mishkin, 2016).
Mục tiêu tăng trưởng kinh tế ổn định gắn liền với việc tạo ra nhiều việc làm, vì tỷ lệ thất nghiệp thấp khuyến khích doanh nghiệp đầu tư vào cơ sở vật chất và thiết bị, từ đó tăng năng suất và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Ngược lại, khi tỷ lệ thất nghiệp cao và các nhà máy không hoạt động, doanh nghiệp sẽ ngần ngại đầu tư, dẫn đến sản lượng giảm và làm chậm lại sự phát triển của nền kinh tế.
Mục tiêu tăng trưởng kinh tế
Theo Mishkin (2016), chính sách tiền tệ (CSTT) có thể thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bằng cách khuyến khích đầu tư và tiết kiệm thông qua việc điều chỉnh lãi suất Các chính sách kinh tế phía cung nhằm cung cấp ưu đãi thuế cho doanh nghiệp đầu tư vào cơ sở hạ tầng và khuyến khích người nộp thuế tiết kiệm Để kích cầu, Ngân hàng Trung ương có thể mở rộng CSTT, tăng cung tiền và giảm lãi suất, từ đó khuyến khích hộ gia đình và doanh nghiệp chi tiêu nhiều hơn Lãi suất thấp giúp doanh nghiệp đầu tư vào nhiều dự án, mở rộng sản xuất và thuê thêm lao động, dẫn đến tăng sản lượng và giảm tỷ lệ thất nghiệp Ngược lại, CSTT thắt chặt làm giảm cung tiền, tăng lãi suất, khiến hộ gia đình và doanh nghiệp cắt giảm chi tiêu và đầu tư, dẫn đến tăng trưởng kinh tế chậm lại và lạm phát giảm.
Mục tiêu ổn định lãi suất
Theo Mishkin (2016), sự ổn định lãi suất là rất quan trọng vì nó giúp giảm thiểu sự không chắc chắn trong nền kinh tế và hỗ trợ việc lập kế hoạch cho tương lai Lãi suất ổn định cũng góp phần vào sự ổn định của thị trường tài chính, trong khi sự biến động lãi suất có thể gây ra rủi ro cho các tổ chức tài chính Ngoài ra, việc tăng lãi suất có thể dẫn đến tổn thất lớn về vốn cho trái phiếu dài hạn và thế chấp, điều này có thể gây ra sự sụp đổ cho các tổ chức tài chính nắm giữ những tài sản này.
Sự ổn định lãi suất có mối quan hệ chặt chẽ với các mục tiêu kinh tế khác, vì lãi suất đóng vai trò là một trong những mục tiêu trung gian quan trọng Lãi suất ảnh hưởng gián tiếp đến chi tiêu trong nền kinh tế, từ đó tác động đến biến động giá cả.
Tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) không chỉ ảnh hưởng trực tiếp đến lãi suất mà còn gián tiếp tác động đến lãi suất cho vay của hộ gia đình và doanh nghiệp Sự thay đổi này khuyến khích các hộ gia đình và doanh nghiệp chi tiêu nhiều hơn, từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và tạo ra nhiều việc làm.
Mục tiêu ổn định thị trường tài chính
Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm
Hai nghiên cứu của Karras (1999, 2001) sử dụng dữ liệu từ năm 1953 đến
Nghiên cứu trên 38 quốc gia từ năm 1990 và 8 quốc gia từ quý 1/1960 đến quý 4/1993 đã sử dụng các chỉ số như (XK + NK)/GDP, NK/GDP và cung tiền M1 (1999) cùng với M1, M2 (2001) để đại diện cho chính sách tiền tệ (CSTT) Qua phương pháp ước lượng Fixed Effect, tác giả nhận thấy rằng tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế giảm dần khi độ mở của nền kinh tế tăng, trong khi tác động lên lạm phát lại mạnh hơn Ngược lại, ở các quốc gia có độ mở thấp, CSTT có tác động mạnh hơn đến tăng trưởng kinh tế nhưng ít ảnh hưởng đến lạm phát.
Berument và Dogan (2003) đã mở rộng nghiên cứu về ảnh hưởng của độ mở nền kinh tế đối với chính sách tiền tệ và tăng trưởng kinh tế, dựa trên mô hình được phát triển bởi Karras.
Nghiên cứu của Karras, Berument và Dogan (1999, 2001) phân tích dữ liệu từ quý 1/1987 đến quý 1/2001 của Thổ Nhĩ Kỳ, sử dụng các thước đo độ mở kinh tế (XK + NK)/GDP và NK/GDP, cùng với cung tiền M1, M2 để đánh giá chính sách tiền tệ Kết quả cho thấy độ mở cửa nền kinh tế có mối quan hệ ngược chiều với tăng trưởng kinh tế và lạm phát, tức là độ mở càng lớn thì tác động của chính sách tiền tệ càng yếu Nghiên cứu của Isik và Acar (2006) cũng xác nhận kết luận này bằng cách áp dụng hai phương pháp Fixed Effect và Random Effect trên dữ liệu của 42 quốc gia từ năm 1990 đến 2000, đồng thời củng cố các phát hiện trước đó của Karras, Berument và Dogan.
Nghiên cứu của Berument, Konac và Senay (2007) dựa trên mô hình Karras, sử dụng dữ liệu hàng quý từ quý 2/1957 đến quý 4/2003 của 29 quốc gia để đánh giá mối quan hệ giữa độ mở nền kinh tế và tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế và lạm phát Độ mở nền kinh tế được đo bằng tỷ lệ (XK + NK)/GDP, trong khi CSTT được xác định qua cung tiền M1, ngoại trừ Anh sử dụng M2 Kết quả từ kiểm định L-B Q Statistic cho thấy tác giả không đạt được kết luận đồng nhất với các nghiên cứu trước, nhấn mạnh rằng tác động của độ mở lên CSTT và tăng trưởng kinh tế phụ thuộc vào các yếu tố khác, như sự khác biệt trong cơ chế truyền dẫn tiền tệ Tương tự, nghiên cứu của Ekpo và Effiong (2017) với dữ liệu 37 quốc gia châu Phi từ 1990 đến 2015 cũng dựa trên mô hình Karras và đo lường CSTT bằng cung tiền M2, cho thấy tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế tăng khi độ mở cửa tăng, nhưng tác động lên lạm phát lại giảm.
Nghiên cứu của Mujahid và Alam (2014) phân tích mối quan hệ giữa mở cửa thương mại, mở cửa tài chính và biến động kinh tế vĩ mô ở Pakistan từ năm 1970 đến 2010, sử dụng kỹ thuật ARDL Kết quả cho thấy rằng trong dài hạn, độ mở thương mại có tác động tiêu cực đến GDP, GNI và biến động đầu tư; khi độ mở thương mại tăng, các chỉ số này giảm Độ mở tài chính cũng ảnh hưởng tiêu cực đến biến động đầu tư, cho thấy sự gia tăng mở cửa tài chính làm giảm biến động đầu tư trong dài hạn Ngược lại, thu nhập có tác động tích cực đến GDP, tiêu dùng và biến động đầu tư Phát triển tài chính ảnh hưởng đáng kể đến GDP và GNI Trong ngắn hạn, mô hình "Error Correction" chỉ ra rằng độ mở thương mại, độ mở tài chính và thu nhập đều ảnh hưởng đến sản lượng, tiêu dùng và biến động đầu tư, trong khi chỉ độ mở tài chính và thu nhập có tác động đáng kể đến đầu tư Chất lượng thể chế ảnh hưởng đến GDP, GNI và biến động đầu tư trong ngắn hạn, trong khi phát triển tài chính lành mạnh và chất lượng thể chế có thể giảm tác động tiêu cực của mở cửa thương mại và tài chính đối với kinh tế vĩ mô.
Nghiên cứu của Popov (2011) đã áp dụng phương pháp đo lường độ mở tài chính de jure và de facto, dựa trên dữ liệu từ 53 quốc gia trong hơn một khoảng thời gian nhất định.
Nghiên cứu trong 45 năm qua đã chỉ ra rằng độ mở tài chính có ảnh hưởng đáng kể đến tăng trưởng sản lượng và độ biến động kinh tế Kết quả từ các phương pháp kinh tế lượng như OLS và 3SLS cho thấy: (i) độ mở tài chính gia tăng đi kèm với tốc độ và độ biến động của tăng trưởng sản lượng, cũng như sự gia tăng độ lệch âm; (ii) hiệu ứng trực tiếp của tự do hóa đối với độ lệch âm lớn hơn so với hiệu ứng tổng thể, cho thấy rằng sự cởi mở tài chính có thể làm tăng rủi ro ngắn hạn; (iii) tác động của tự do hóa tài chính thay đổi theo mức độ phát triển kinh tế và tài chính, cho thấy rằng chính sách này không phù hợp với mọi quốc gia Các quốc gia có thị trường tài chính mạnh và tổ chức tài chính tốt hơn có khả năng hưởng lợi nhiều hơn từ tự do hóa tài chính, dẫn đến tăng trưởng cao hơn và xác suất các cú sốc kinh tế thấp hơn.
Các nghiên cứu thực tế ở nhiều quốc gia và thời kỳ khác nhau cho thấy không có sự đồng nhất về tác động của độ mở cửa và chính sách tiền tệ đối với tăng trưởng kinh tế trong nền kinh tế mở Hiện tại, các nhà kinh tế học vẫn chia thành hai luồng quan điểm trái ngược nhau về vấn đề này Vì vậy, việc nghiên cứu mối quan hệ giữa độ mở cửa và chính sách tiền tệ tại các quốc gia đang phát triển, đặc biệt là Việt Nam, nơi có sự hội nhập và tự do hóa hệ thống tài chính ngày càng gia tăng, là rất cần thiết.
Bảng 2.1 Tóm tắt các nghiên cứu có liên quan
STT Tác giả Mô hình
38 quốc gia 1953 – 1990 Độ mở càng lớn, tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế càng yếu, lên lạm phát càng mạnh và ngược lại
Q1/2001 Độ mở càng lớn, tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế càng yếu và ngược lại
Tác động của độ mở nền kinh tế lên CSTT và tăng trưởng kinh tế phụ thuộc vào nhiều yếu tố khác
De jure và de facto
Hơn 53 quốc gia đã trải qua hơn 45 năm tăng trưởng tài chính, với độ mở tài chính gia tăng song song với tốc độ và độ biến động của sản lượng Điều này đã dẫn đến việc gia tăng rủi ro trong ngắn hạn.
Từ năm 1970 đến 2010, ARDL Pakistan ghi nhận sự gia tăng độ mở thương mại, tuy nhiên GDP và GNI lại giảm cùng với sự biến động đầu tư trong dài hạn Sự gia tăng độ mở tài chính đã dẫn đến sự biến động đầu tư kéo dài.
1990 – 2015 Độ mở cửa tăng, tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế càng tăng, tác động lên lạm phát càng giảm h
Mô hình, dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Mô hình nghiên cứu
3.1.1 Mô hình nghiên cứu cơ sở
Để đánh giá tác động của độ mở nền kinh tế đến tăng trưởng kinh tế và chính sách tài chính, luận văn sử dụng các lý thuyết kinh tế kết hợp với mô hình định lượng do Karras phát triển vào năm 1999 và 2001.
Tốc độ tăng trưởng kinh tế được tính bằng công thức o ∆y j,t = (GDPj,t – GDPj,t-1)/GDPj,t-1, với biến trễ ∆y j,t−i cho thấy sự phụ thuộc của tăng trưởng kinh tế vào các kỳ trước Tương tự, tốc độ tăng trưởng cung tiền được xác định qua o ∆M j,t = (Mj,t – Mj,t-1)/Mj,t-1, trong khi tỷ lệ thay đổi giá dầu được biểu diễn bằng o ∆oil i,t Độ mở cửa của nền kinh tế được tính bằng OPENj,t = (IMj,t + EXj,t)/GDPj,t, với hệ số β i OPEN cho biết mức độ ảnh hưởng của độ mở đến chính sách tiền tệ (CSTT) Biến tương tác OPEN j,t−i ∆M j,t−1 giả định rằng độ mở tác động gián tiếp đến nền kinh tế thông qua CSTT Các hệ số tương quan được ký hiệu là β, trong khi cú sốc sản lượng được biểu diễn bằng u j,t y, và độ trễ của các biến độc lập được ký hiệu bằng q, r, s.
Mô hình nghiên cứu tăng trưởng kinh tế với biến phụ thuộc là tỷ lệ tăng trưởng tổng sản lượng, được ước lượng qua công thức ∆y j,t = (∆y j,t – ∆y j,t−i )/ ∆y j,t−i Trong đó, ∆y j,t biểu thị cho sự thay đổi trong tăng trưởng kinh tế, cho thấy mối quan hệ giữa các biến trong mô hình.
Tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế được thể hiện qua tỷ lệ thay đổi của cung tiền M1, với biến tương tác OPEN ảnh hưởng đến mối quan hệ này Hệ số hồi quy của biến tương tác (β i OPEN) quyết định mức độ ảnh hưởng của CSTT khi độ mở nền kinh tế khác 0 Cụ thể, khi độ mở tăng/giảm 1 đơn vị, tăng trưởng kinh tế sẽ thay đổi tương ứng với β i OPEN Nếu hệ số này dương, CSTT sẽ có tác động mạnh hơn đến tăng trưởng khi nền kinh tế mở cửa nhiều Ngược lại, nếu hệ số âm, tác động của CSTT sẽ yếu hơn khi độ mở cao Do đó, kỳ vọng rằng khi độ mở nền kinh tế lớn, tác động của CSTT lên tăng trưởng sẽ yếu hơn.
Mô hình nghiên cứu cho thấy rằng tăng trưởng kinh tế phụ thuộc vào tỷ lệ thay đổi của giá dầu thực tế, với giá dầu giữ vai trò là biến kiểm soát ảnh hưởng đến tăng trưởng ở các quốc gia Theo Karras (1999), việc tích hợp giá dầu thực vào mô hình phản ánh các cú sốc cung, được đo lường qua tỷ lệ giữa giá dầu tính bằng đô la Mỹ và tỷ lệ giảm phát.
Chỉ số GDP Deflator của Mỹ cho thấy sự tăng trưởng kinh tế hiện tại phụ thuộc vào các giai đoạn tăng trưởng trước đó, được thể hiện qua biến kiểm soát là độ trễ của biến phụ thuộc tăng trưởng kinh tế (∆y j,t−i).
3.1.2 Mô hình nghiên cứu điều chỉnh
Nhiều nghiên cứu đã chỉ ra mối quan hệ giữa giá dầu và chỉ số CPI, cùng với tác động của lãi suất đến độ mở và tăng trưởng kinh tế ở nhiều quốc gia, bao gồm cả Việt Nam Các tác giả như Anand, Peiris và Saxegaard (2009), Mohanty (2012), Agalega và Acheampong (2013), cũng như Nguyễn Đình Trung và Đỗ Thị Bích Hồng đã đóng góp vào việc hiểu rõ hơn về các yếu tố này.
(2017), Leibovici (2019), Ahiakpor, Cantah, Brafu-Insaidoo và Bondzie h
Năm 2019, nghiên cứu này tập trung vào tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) dưới ảnh hưởng của độ mở thương mại và độ mở tài chính Luận văn sẽ xem xét đồng thời và lần lượt các tác động của các biến đo lường độ mở, đồng thời điều chỉnh các biến trong mô hình (1) thành các mô hình cụ thể hơn.
Mô hình tăng trưởng kinh tế dựa trên tác động của CSTT dưới tác động của độ mở thương mại:
Mô hình tăng trưởng kinh tế dựa trên tác động của CSTT dưới ảnh hưởng của độ mở tài chính:
Mô hình tăng trưởng kinh tế dựa trên tác động của CSTT dưới ảnh hưởng của độ mở thương mại và độ mở tài chính:
+ ∑[β i IR ∆IR j,t−i + (β i TO TO j,t−i ∆IR j,t−i ) + (β i FO FO j,t−i s i=1
Tốc độ tăng trưởng kinh tế (∆y j,t) được đo bằng phần trăm, phản ánh sự phát triển của nền kinh tế trong một khoảng thời gian nhất định Biến trễ của tốc độ tăng trưởng kinh tế (∆y j,t−i) cho thấy sự phụ thuộc của tăng trưởng kinh tế hiện tại vào các giai đoạn trước đó Tỷ lệ thay đổi lãi suất (∆IR j,t) cũng được tính bằng phần trăm, ảnh hưởng đến các quyết định đầu tư và tiêu dùng Bên cạnh đó, tỷ lệ thay đổi chỉ số giá tiêu dùng CPI (∆CPI i,t) thể hiện sự biến động của giá cả hàng hóa và dịch vụ Cuối cùng, độ mở thương mại (TOj,t) được xác định bằng phần trăm, phản ánh mức độ hội nhập kinh tế của quốc gia vào thị trường toàn cầu.
Độ mở tài chính (FOj,t) được đo bằng tỷ lệ phần trăm, ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ (CSTT) thông qua các hệ số xác định (βi FO) Tương tự, độ mở thương mại (TOj,t) cũng có tác động đến CSTT, được thể hiện qua hệ số (βi TO) Biến tương tác giữa độ mở thương mại và tỷ lệ thay đổi của lãi suất chính sách (LSCS) cho thấy sự tác động gián tiếp của độ mở thương mại đến nền kinh tế thông qua CSTT Tương tự, biến tương tác giữa độ mở tài chính và tỷ lệ thay đổi của LSCS cũng phản ánh tác động gián tiếp này Các hệ số tương quan (β) cùng với cú sốc sản lượng (uj,t) và độ trễ của các biến độc lập (q, r, s) là những yếu tố quan trọng trong phân tích này.
Giải thích các biến và dữ liệu nghiên cứu
Các biến trong mô hình (2), (3) và (4) mang ý nghĩa như sau:
∆y j,t = (GDPj,t – GDPj,t-1)/GDPj,t-1: tốc độ tăng trưởng kinh tế kỳ này (đơn vị %)
∆y j,t−i : biến trễ của biến tăng trưởng kinh tế, với ý nghĩa rằng tăng trưởng kinh tế kỳ này phụ thuộc vào kỳ trước (đơn vị %)
Tỷ lệ thay đổi của chỉ số giá tiêu dùng (CPI) được tính bằng công thức ∆CPI i,t = (CPIj,t – CPIj,t-1)/CPIj,t-1 (%) Trong nghiên cứu của Karras (1999), giá dầu thực được sử dụng như một chỉ số cho các cú sốc cung Miskin (2016) chỉ ra rằng các cú sốc cung tạm thời ảnh hưởng đến lạm phát và sản lượng trong ngắn hạn, trong khi các cú sốc cung vĩnh viễn tác động đến lạm phát cả trong ngắn hạn và dài hạn Đặc biệt, các cú sốc cung tiêu cực dẫn đến sự giảm sút của sản lượng và sự gia tăng của lạm phát.
Nghiên cứu năm 2018 chỉ ra rằng tác động của giá dầu và các cú sốc quan trọng khác nếu không được nhận diện kịp thời có thể dẫn đến lạm phát bất ngờ Các nghiên cứu như của Karimli và cộng sự (2016) cho thấy rằng mặc dù cú sốc giá dầu không hoàn toàn chuyển sang chỉ số giá tiêu dùng (CPI) trong nước, nhưng mức độ truyền dẫn vẫn cao đối với các nước nhập khẩu dầu Chou và Tseng (2011) cũng khẳng định rằng giá dầu toàn cầu ảnh hưởng đến CPI tại Đài Loan, và biến động giá dầu có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát trong nước, từ đó ảnh hưởng đến quyết định chính sách nhằm giảm thiểu tác động kinh tế Castillo, Montoro và Tuesta (2010) nhấn mạnh rằng biến động giá dầu lớn hơn tạo ra lạm phát trung bình cao hơn, trong khi Jiranyakul (2015) cho rằng cú sốc giá dầu cần được các cơ quan tiền tệ quan tâm Tại Việt Nam, Nguyễn Thị Liên Hoa (2015) cũng khẳng định rằng cú sốc giá dầu làm tăng mức giá cả trong nước Do đó, các nghiên cứu thực tiễn cho thấy mối tương quan giữa giá dầu và CPI, dẫn đến việc điều chỉnh mô hình để sử dụng tỷ lệ thay đổi của CPI làm biến kiểm soát cho tăng trưởng kinh tế trong các mô hình phân tích.
Tỷ lệ thay đổi của lãi suất chính sách của Ngân hàng Trung ương (NHTW) được tính bằng công thức ∆IR j,t = (IRj,t – IRj,t-1)/IRt-1, thường phản ánh qua lãi suất chiết khấu hoặc lãi suất hợp đồng mua lại Lãi suất chính sách có ảnh hưởng mạnh mẽ đến lãi suất tiền gửi và cho vay của các ngân hàng thương mại, từ đó tác động đến lãi suất trong nền kinh tế Nghiên cứu đã chỉ ra rằng lãi suất của NHTW không chỉ ảnh hưởng đến lãi suất thị trường mà còn đến tăng trưởng kinh tế, lạm phát và tỷ giá Cụ thể, một cú sốc tiêu cực đối với lãi suất chính sách có thể thúc đẩy tăng trưởng GDP và giảm lạm phát Các nghiên cứu tại nhiều quốc gia, bao gồm Việt Nam, đã xác nhận mối quan hệ ngược chiều giữa lãi suất chính sách và GDP, cho thấy tầm quan trọng của lãi suất trong cơ chế truyền tải chính sách tiền tệ Do đó, luận văn này sẽ thay thế biến cung tiền bằng lãi suất chính sách như một biến kiểm soát trong các mô hình phân tích tăng trưởng kinh tế.
TO j,t = [(XKj,t + NKj,t)/GDPj,t]: độ mở thương mại của nền kinh tế
FO j,t = (FDIj,t/GDPj,t): độ mở tài chính của nền kinh tế
β i TO : hệ số xác định tác động của độ mở thương mại đến CSTT là mạnh (β i TO > 0) hay yếu (β i TO < 0)
β i FO : hệ số xác định tác động của độ mở tài chính đến CSTT là mạnh (β i FO > 0) hay yếu (β i FO < 0)
Biến tương tác TO j,t−i ∆IR j,t−i thể hiện mối quan hệ giữa độ mở thương mại và tỷ lệ thay đổi của lãi suất chính sách (LSCS), với giả thuyết rằng độ mở thương mại có ảnh hưởng gián tiếp đến nền kinh tế thông qua chính sách tiền tệ.
Biến FO j,t−i ∆IR j,t−i đại diện cho sự tương tác giữa độ mở tài chính và tỷ lệ thay đổi của lãi suất chính sách, với giả thuyết cho rằng độ mở tài chính gián tiếp ảnh hưởng đến nền kinh tế thông qua chính sách tiền tệ (lãi suất chính sách).
β: các hệ số tương quan, thể hiện mối quan hệ đồng biến hay nghịch biến của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc
q, r, s: độ trễ của các biến độc lập h
Nghiên cứu này được thực hiện tại Việt Nam, sử dụng dữ liệu hàng quý từ quý 1 năm 2004 đến quý 4 năm 2017, với tổng cộng 56 quan sát Dữ liệu được thu thập từ các nguồn uy tín như Ngân Hàng Thế Giới (World Bank) và Quỹ Tiền Tệ Thế Giới (IMF).
Bảng 3.1 Nguồn dữ liệu và ký hiệu các biến
STT Dữ liệu Tên biến Mô tả Nguồn dữ liệu
1 Tổng sản phẩm quốc nội (GDP)
GDP danh nghĩa, tính theo đồng đô la Mỹ hiện tại (đơn vị: triệu đô)
GDP GDP_growth Tỷ lệ tăng trưởng GDP (đơn vị: %), cách tính: (GDPt – GDPt-1)/GDPt-1
3 Chỉ số giá tiêu dùng (CPI)
Chỉ số giá tiêu dùng (đơn vị: %), năm gốc 2010 = 100% IMF
4 Tỷ lệ thay đổi của
CPI CPI_change Tỷ lệ thay đổi của CPI (đơn vị: %), cách tính: (CPIt – CPIt-1)/CPIt-1
5 LSCS LSCS của NHTW (đơn vị: %) IMF
6 Tỷ lệ thay đổi của
LSCS IR_change Tỷ lệ thay đổi của LSCS (đơn vị:
%), cách tính: (IRt – IRt-1)/IRt-1
7 Tổng giá trị xuất khẩu (XK)
Tổng giá trị xuất khẩu tính theo đồng đô la Mỹ hiện tại (đơn vị: triệu đô la Mỹ)
8 Tổng giá trị nhập khẩu (NK)
Tổng giá trị nhập khẩu tính theo đồng đô la Mỹ hiện tại (đơn vị: triệu đô la Mỹ)
Tổng giá trị XNK tính theo đồng đô la Mỹ hiện tại (đơn vị: triệu đô la Mỹ), cách tính: (XK + NK)
Luận văn này lựa chọn dữ liệu từ quý 1/2004 đến quý 4/2017 do sự hạn chế về dữ liệu hàng quý trước năm 2004 Tại thời điểm thực hiện luận văn, nguồn thống kê đầy đủ cho các quý trong năm 2018 vẫn chưa được tìm thấy.
10 Độ mở thương mại TO Chỉ số đo lường độ mở thương mại, cách tính: (XK+NK)/GDP
Dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài chảy vào
Tổng dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài chảy vào (đơn vị: triệu đô la Mỹ)
Dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài chảy ra
Tổng dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài chảy ra (đơn vị: triệu đô la Mỹ)
Dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài ròng (FDI)
Tổng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (đơn vị: triệu đô la Mỹ), cách tính: dòng vốn FDI vào – dòng vốn FDI ra
14 Độ mở tài chính FO Chỉ số đo lường độ mở tài chính, cách tính: FDI/GDP
Biến tương tác giữa độ mở thương mại và
CSTT interact_TO Cách tính: IR_change x TO Tự tính toán
Biến tương tác giữa độ mở tài chính và CSTT interact_FO Cách tính: IR_change x FO Tự tính toán
Bảng 3.2 Tương quan kỳ vọng các biến trong mô hình
STT Dữ liệu Tên biến Tăng trưởng kinh tế kỳ này
1 Biến tương tác giữa độ mở thương mại và CSTT interact_TO Ngược chiều
2 Biến tương tác giữa độ mở tài chính và CSTT interact_FO Ngược chiều h
Phương pháp ước lượng
Dữ liệu trong luận văn được sử dụng dưới dạng chuỗi thời gian, dẫn đến hiện tượng tự tương quan khi có biến độc lập là biến trễ của biến phụ thuộc (Jung, 2005) Các phương pháp ước lượng hồi quy cho dữ liệu chuỗi thời gian bao gồm Ordinary Least Square (OLS), Vector Autoregression (VAR), Vector Error Correction Model (VECM), Generalized Least Squares (GLS) và nhiều phương pháp khác, theo nghiên cứu của Fox (2002), Greene (2003), Gujarati (2003) và Wooldridge.
Phương pháp Ordinary Least Square (OLS) có những nhược điểm như phương sai thay đổi, tự tương quan và vấn đề nội sinh (Wooldridge, 2009) Theo Stedinger và Tasker (1985), phương pháp Generalized Least Square (GLS) cung cấp các ước tính chính xác hơn về các tham số của mô hình hồi quy khi xảy ra vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan GLS cũng thích hợp cho các mẫu nhỏ cả về lý thuyết và thực nghiệm (Olsson, Foss, Troye và Howell, 2000) Nhiều nghiên cứu như Fox (2002), Dettling (2016), và Akpan cùng Moffat (2018) đã áp dụng phương pháp GLS với dữ liệu chuỗi thời gian để làm nổi bật sự khác biệt so với OLS khi có vấn đề tự tương quan.
Theo Semykina và Wooldridge (2010), vấn đề nội sinh có thể xuất hiện do mối tương quan giữa các biến giải thích và biến được giải thích, cũng như sai số riêng biệt trong mô hình, dẫn đến kết quả sai lệch mà phương pháp OLS không thể khắc phục.
Việc sử dụng biến trễ của biến phụ thuộc và các biến kiểm soát khác trong mô hình (3) và (4) giúp giảm thiểu khả năng xảy ra vấn đề nội sinh Cụ thể, tăng trưởng GDP trong kỳ này (biến phụ thuộc) khó có thể tác động đến lãi suất, độ mở thương mại, độ mở tài chính và tăng trưởng GDP trong kỳ trước.
Luận văn thực hiện kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu và lựa chọn độ trễ cho các biến độc lập trong mô hình, với độ trễ có thể khác nhau giữa các biến trong dữ liệu chuỗi thời gian Theo Brook (2014), độ trễ được xác định qua nhiều chỉ số thống kê như Final Prediction Error (FPE), Akaike’s information criterion (AIC), Hannan–Quinn (HQIC) và Schwartz’s Bayesian (SBIC) Mishkin (2016) cho rằng các quốc gia có biến động lạm phát cao thường có độ trễ ngắn hơn, trong khi nghiên cứu của Cecchetti (1999) chỉ ra rằng độ trễ truyền dẫn CSTT ở các nước tiên tiến dao động từ 1 đến 12 quý.
Nghiên cứu của Elbourne và de Haan (2006) chỉ ra rằng tác động tối đa của cú sốc chính sách tiền tệ (CSTT) đối với giá cả xảy ra trong khoảng thời gian từ 1 đến 10 quý sau cú sốc Bhattacharya (2013) cũng cho thấy rằng cú sốc lãi suất có ảnh hưởng đáng kể đến tăng trưởng GDP và tín dụng ở Việt Nam và các nước châu Á mới nổi, với độ trễ được chọn là 1 quý Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) đã nghiên cứu cơ chế truyền dẫn CSTT ở Việt Nam, sử dụng độ trễ 3 quý trước khi gia nhập WTO và 5 quý sau đó Luận văn này sẽ áp dụng phương pháp ước lượng OLS và GLS để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi, kết hợp với kiểm định tính dừng và xác định độ trễ của các biến độc lập dựa trên dữ liệu thực tế từ quý 1/2004 đến quý 4/2017 tại Việt Nam.
Kết quả nghiên cứu
Phân tích, mô tả thống kê các biến của mô hình
Dữ liệu từ WorldBank (WB) và Quỹ Tiền Tệ Thế Giới (IMF) đã được thu thập và phân tích để thống kê tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP), chỉ số giá tiêu dùng (CPI), lãi suất cho vay (LSCS), xuất nhập khẩu (XNK) và đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tại Việt Nam từ quý 1/2004 đến quý 4/2017, phản ánh mức độ mở cửa thương mại và tài chính của quốc gia.
Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến trong mô hình
Trung bình (Mean) Độ lệch chuẩn (Std Dev.)
Giá trị nhỏ nhất (Min)
Giá trị lớn nhất (Max) Độ rộng (Spread)
GDP_growth 56 0,0299 0,0284 -0,0322 0,0996 0,1318 CPI_change 56 0,0204 0,0199 -0,0044 0,0897 0,0941 IR_change 56 0,0145 0,1678 -0,3167 1,0000 1,3167
(Nguồn: tổng hợp và tính toán từ WB, IMF) Dữ liệu được làm tròn đến 4 chữ số thập phân, với các biến được đơn giản hóa để tương thích với phần mềm thống kê Tỷ lệ tăng trưởng kinh tế được ký hiệu là GDP_growth (∆𝑦 𝑗,𝑡 ), trong khi tỷ lệ thay đổi của chỉ số CPI được ký hiệu là CPI_change (∆𝐶𝑃𝐼 𝑗,𝑡 ) Tương tự, tỷ lệ thay đổi của lãi suất cho vay được ký hiệu là IR_change (∆𝐼𝑅 𝑗,𝑡 ) Độ mở thương mại và độ mở tài chính lần lượt được ký hiệu là TO và FO.
Bảng 4.2 Độ tương quan của các biến trong mô hình
GDP_growth CPI_change IR_change TO FO GDP_growth 1,0000
(Nguồn: tổng hợp và tính toán từ WB, IMF) Bài viết này sử dụng các ký hiệu để thể hiện các biến kinh tế: GDP_growth đại diện cho tỷ lệ tăng trưởng kinh tế (∆𝑦 𝑗,𝑡), CPI_change phản ánh tỷ lệ thay đổi của chỉ số CPI (∆𝐶𝑃𝐼 𝑗,𝑡), và IR_change thể hiện tỷ lệ thay đổi của LSCS (∆𝐼𝑅 𝑗,𝑡) Ngoài ra, TO chỉ độ mở thương mại và FO thể hiện độ mở tài chính.
Bảng 4.1 trình bày các chỉ tiêu thống kê của mẫu nghiên cứu cho thấy dữ liệu có độ dài không lớn, với độ rộng lớn nhất là sự thay đổi của LSCS đạt 1,3167 (131,67%), dao động từ -0,3167 đến 1 LSCS tăng mạnh lên 100% trong quý 2/2008, từ 7,5% (quý 1) đến 15% (quý 2), trong bối cảnh khủng hoảng tài chính toàn cầu Độ mở thương mại có biên độ dao động khoảng 1,3007, nhưng không xét tỷ lệ thay đổi, cho thấy độ mở cửa không lớn Độ lệch chuẩn và phương sai của các biến cũng không cao, với độ mở thương mại cao nhất là 0,2601 (26,01%) và LSCS là 0,1678 (16,78%) Các biến còn lại dao động từ 0,0941 đến 0,1369 (9,41% đến 13,69%) Độ lệch chuẩn của GDP, CPI và độ mở tài chính lần lượt là 2,84%, 1,99% và 2,11%, với giá trị trung bình tương ứng là 2,99%, 2,04% và 5,47% Bảng 4.2 cho thấy sự tương quan giữa các biến trong mô hình, trong đó cao nhất là tỷ lệ thay đổi của LSCS và CPI (0,6333), tiếp theo là tương quan giữa tốc độ tăng trưởng kinh tế (GDP) với tỷ lệ thay đổi CPI và LSCS, với hệ số tương quan lần lượt là 0,5447 và 0,4052.
Xác định độ trễ của các biến độc lập và các kiểm định của mô hình
Trong mô hình (2), (3) và (4), các biến độc lập bao gồm biến trễ của tỷ lệ thay đổi GDP, cùng với tỷ lệ thay đổi của chỉ số CPI, lãi suất chính sách, độ mở thương mại và độ mở tài chính, tất cả đều có độ trễ nhất định Việc xác định độ trễ của các biến này là cần thiết để đánh giá tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế, đặc biệt là trong bối cảnh độ mở của nền kinh tế.
Bảng 4.3 Độ trễ của các biến độc lập theo các chỉ số thống kê
(Nguồn: tính toán từ phần mềm thống kê)
Dựa trên kết quả từ các chỉ số thống kê trong bảng 4.3, các biến độc lập trong mô hình cho thấy không có sự khác biệt lớn Các chỉ số FPE, HQIC và SBIC đều chỉ ra độ trễ là 1 quý, trong khi chỉ số AIC cho thấy độ trễ phù hợp là 4 quý Các nghiên cứu thực tiễn tại phần 3.2.1 và 3.3 cho thấy độ trễ 1 quý của các biến độc lập đối với biến phụ thuộc là hợp lý Do đó, luận văn quyết định chọn độ trễ 1 quý cho các biến trong mô hình để xác định kết quả nghiên cứu ở các phần tiếp theo.
4.2.2 Các kiểm định của mô hình
Luận văn sẽ kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu thông qua phương pháp Unit Root Test (Levin-Lin-Chu) Theo Brooks (2014), phương pháp này dựa trên hai giả thiết: H0 cho rằng chuỗi dữ liệu không dừng (có chứa unit root) và H1 khẳng định chuỗi dữ liệu là dừng (stationary) Bảng 4.4 trình bày kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu.
Biến Số quan sát p-value Bác bỏ/chấp nhận giả thiết Kết quả
(IR_change*TO) 56 0,0000 interact_FO
(Nguồn: tính toán từ phần mềm thống kê) h
Trong bài viết này, chúng ta sẽ xem xét các biến quan trọng liên quan đến tăng trưởng kinh tế, bao gồm tỷ lệ tăng trưởng GDP (∆𝑦 𝑗,𝑡 ), tỷ lệ thay đổi của chỉ số CPI (∆𝐶𝑃𝐼 𝑗,𝑡 ) và tỷ lệ thay đổi của LSCS (∆𝐼𝑅 𝑗,𝑡 ) Ngoài ra, chúng tôi cũng sẽ phân tích hai biến tương tác: interact_TO, đại diện cho mối quan hệ giữa LSCS và độ mở thương mại, cũng như interact_FO, thể hiện mối quan hệ giữa LSCS và độ mở tài chính, với độ trễ là 1 Những yếu tố này sẽ giúp làm sáng tỏ ảnh hưởng của chính sách tiền tệ đến nền kinh tế.
Theo phân tích từ phần mềm thống kê ở bảng 4.4, p-value của chuỗi dữ liệu các biến trong mô hình đều nhỏ hơn 0,05 (5%), cho thấy kết quả đồng nhất và có tính dừng.
4.2.2.2 Kiểm định tự tương quan
Nhằm phát hiện vấn đề tự tương quan, luận văn sẽ tiến hành kiểm định bằng phương pháp Durbin – Waston (DW) với độ trễ đã lựa chọn là
Theo Gujarati (2003) và Brooks (2014), để xác định tự tương quan chuỗi trong mô hình OLS, cần xem xét chỉ số thống kê "DW test statistic" dựa trên ρ̂ với giả thiết H0: ρ.
Khi giả thuyết H0 được chấp nhận với ρ = 0, chỉ số DW d – statistic sẽ khoảng 2, cho thấy không có hiện tượng tự tương quan Ngược lại, nếu H0 bị bác bỏ, sẽ xuất hiện hiện tượng tự tương quan, với chỉ số DW d – statistic nằm trong khoảng 0 đến 4 Có hai trường hợp có thể xảy ra: nếu 0 ≤ DW d – statistic < 2, sẽ có hiện tượng tự tương quan dương; và nếu 2 < DW d – statistic ≤ 4, sẽ có hiện tượng tự tương quan âm.
Mô hình DW d – statistic Kết quả
Có hiện tượng tự tương quan dương
(Nguồn: tính toán từ phần mềm thống kê)
Theo bảng 4.5, phương pháp hồi quy OLS cho thấy hiện tượng tự tương quan dương, với các chỉ số thống kê DW d – statistic đều nhỏ hơn 2 Để khắc phục vấn đề này, luận văn sẽ áp dụng mô hình GLS như đã trình bày ở phần 3.3.
4.2.2.3 Kiểm định phương sai thay đổi
Một vấn đề quan trọng trong phân tích chuỗi thời gian là hiện tượng phương sai thay đổi Luận văn này sẽ áp dụng kiểm định White's test để xác định sự tồn tại của phương sai thay đổi trong mô hình hồi quy OLS Theo nghiên cứu của Gujarati (2003) và Brooks (2014), để thực hiện kiểm định này, cần tuân theo các giả thiết: H0 là heteroskedasticity (phương sai không đổi) và H1 là unrestricted heteroskedasticity (phương sai thay đổi), dựa trên hệ số chi bình phương Kết quả kiểm định phương sai thay đổi của chuỗi dữ liệu được trình bày trong Bảng 4.6.
Hệ số chi bình phương
Bác bỏ/chấp nhận giả thiết Kết quả
Không có hiện tượng phương sai thay đổi
(Nguồn: tính toán từ phần mềm thống kê)
Theo bảng 4.6, phương pháp hồi quy OLS không gặp vấn đề về phương sai thay đổi, nhưng lại phát sinh hiện tượng tự tương quan Để khắc phục tình trạng này, luận văn sẽ áp dụng mô hình GLS, mặc dù mô hình OLS không có vấn đề về phương sai thay đổi.
Kết quả ước lượng các mô hình
Luận văn trình bày kết quả ước lượng ảnh hưởng của độ mở thương mại và độ mở tài chính đến tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế Độ mở thương mại được đo bằng tỷ lệ (XK + NK)/GDP, trong khi độ mở tài chính được đo bằng tỷ lệ FDI/GDP Kết quả ước lượng được thể hiện trong bảng 4.7 với ba cột (i), (ii), và (iii) tương ứng với mô hình (2), (3), và (4) sử dụng phương pháp OLS Bảng 4.8 cũng trình bày kết quả ước lượng sau khi khắc phục vấn đề tự tương quan bằng phương pháp GLS cho các mô hình trên, nhằm làm rõ ảnh hưởng của tự tương quan trong mô hình OLS.
Bảng 4.7 Kết quả ước lượng tác động của CSTT đến tăng trưởng kinh tế dưới sự ảnh hưởng của độ mở nền kinh tế theo mô hình OLS
Nguồn dữ liệu được tổng hợp từ các kết quả hồi quy, với các dấu sao biểu thị mức ý nghĩa của mô hình: một sao (*), hai sao (**), và ba sao (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Các giá trị trong dấu ngoặc đơn đại diện cho giá trị thống kê p-value.
Theo kết quả ước lượng bằng phương pháp OLS tại bảng 4.7, cột (i) cho thấy ảnh hưởng của độ mở thương mại đến tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế trong điều kiện không có độ mở tài chính.
Hệ số β i TO = -0,2973 cho thấy tác động ngược chiều của độ mở thương mại đến ảnh hưởng của chính sách tiền tệ (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế, với ý nghĩa thống kê ở mức 1% Điều này có nghĩa rằng khi mức lãi suất chính sách (LSCS) không thay đổi, việc tăng độ mở thương mại sẽ làm suy yếu tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế do hệ số hồi quy âm.
Cột (ii) bảng 4.7 cho thấy ước lượng tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế dưới ảnh hưởng của độ mở tài chính, trong điều kiện không có độ mở thương mại, thông qua phương pháp OLS Hệ số β i FO = -1,4375 có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, chỉ ra rằng độ mở tài chính tác động ngược chiều với tăng trưởng kinh tế Kết quả này phù hợp với giả thuyết của luận văn, khi giữ nguyên lãi suất cơ bản (LSCS), độ mở tài chính càng cao thì tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế sẽ càng giảm, với độ trễ t – 1.
Cột (iii) bảng 4.7 trình bày kết quả ước lượng mô hình (4) bằng phương pháp OLS, cho thấy ảnh hưởng đồng thời của độ mở thương mại và độ mở tài chính lên tác động của CSTT đến tăng trưởng kinh tế Hệ số β i TO và β i FO đều âm (-0,2873 và -0,1324), chỉ ra rằng độ mở càng lớn thì tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế càng yếu Mặc dù tăng trưởng GDP ở kỳ trước có tương quan âm, nhưng không có ý nghĩa thống kê Do hiện tượng tự tương quan trong mô hình OLS, kết quả ước lượng có thể không chính xác, vì vậy cần áp dụng phương pháp GLS để có kết quả chính xác hơn.
Bảng 4.8 Kết quả ước lượng tác động của CSTT đến tăng trưởng kinh tế dưới sự ảnh hưởng của độ mở nền kinh tế theo mô hình GLS
(Nguồn: tổng hợp từ các kết quả hồi quy) h
Mô hình nghiên cứu đã khắc phục hiện tượng tự tương quan, với các dấu sao thể hiện mức ý nghĩa của mô hình: một sao (*) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, hai sao (**) với mức ý nghĩa 5%, và ba sao (***) với mức ý nghĩa 1% Các giá trị trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê p-value.
Kết quả ước lượng bằng phương pháp GLS cho thấy độ mở thương mại ảnh hưởng ngược chiều đến tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế, với hệ số β i TO = -0,2968 Điều này cho thấy khi nền kinh tế hội nhập sâu, vai trò của CSTT trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế sẽ bị hạn chế, đặc biệt khi lãi suất không đổi Việc gia tăng nhập khẩu hàng hóa nước ngoài làm tăng giá cả hàng hóa nội địa và giảm cầu hàng hóa trong nước, dẫn đến tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế Do đó, khi độ mở thương mại tăng lên, tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế sẽ càng yếu.
Kết quả từ bảng 4.8 cho thấy mối tương quan ngược giữa độ mở tài chính và tác động của chính sách tài chính (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế, với β i FO = -1,4883 Điều này cho thấy khi độ mở tài chính tăng, tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế sẽ giảm, phù hợp với lý thuyết bộ ba bất khả thi của Krugman (1979) và Frankel (1999) Nghiên cứu của Đinh Thị Thu Hồng (2015) chỉ ra rằng Việt Nam đang theo đuổi một lựa chọn trung gian trong các chính sách, không hoàn toàn từ bỏ bất kỳ mục tiêu nào trong bộ ba chính sách Cơ chế tỷ giá của Việt Nam là chế độ neo tỷ giá có điều chỉnh, dẫn đến việc không thể đạt được đồng thời độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính Theo Tô Trung Thành (2014), mức độ độc lập CSTT tại Việt Nam đã giảm, cho thấy các biện pháp trung hòa dòng vốn chưa hiệu quả Do đó, khi độ mở tài chính tăng, độc lập trong CSTT tại Việt Nam sẽ càng yếu.
Cột (iii) bảng 4.8 cho thấy ảnh hưởng của độ mở thương mại và độ mở tài chính đến tác động của chính sách tiền tệ (CSTT) lên tăng trưởng kinh tế, với kết quả β i TO = -0,2777 và β i FO = -0,1840, cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa hai yếu tố này Kết quả này phù hợp với phương pháp OLS và các nghiên cứu trước đây, như Yucel (2009) tại Thổ Nhĩ Kỳ và Wei (2015) tại các quốc gia châu Á Tuy nhiên, độ mở tài chính không có ý nghĩa thống kê với p-value = 0,852 > 0,05, cho thấy mặc dù có mối quan hệ ngược chiều, nhưng độ mở tài chính không ảnh hưởng đến tác động của CSTT đối với tăng trưởng kinh tế khi xem xét cùng với độ mở thương mại.
Nhiều nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa độ mở thương mại và tài chính có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế Aizenman (2003) chỉ ra rằng mở cửa thương mại dẫn đến chuyển động vốn bất hợp pháp, đòi hỏi nguồn lực để kiểm soát Mở cửa tài chính cần tái cấu trúc tài chính do chi phí thực thi kiểm soát vốn gia tăng Aizenman và Noy (2004) khẳng định rằng mở cửa tự do và toàn diện làm giảm vai trò của độ mở tài chính khi có sự kiểm soát thu nhập và chính sách kinh tế vĩ mô Baltagi, Demetriades và Law (2009) cho rằng sự mở cửa thương mại có tác động tiêu cực đến độ mở tài chính Yanikkaya (2000) cho rằng dòng vốn FDI và thương mại là sự thay thế lẫn nhau ở các nước phát triển, nhưng mối quan hệ này kém rõ ràng ở các nước đang phát triển Prasad và Rajan (2008) nhấn mạnh rằng mở cửa thương mại là hình thức tự do hóa tài khoản vốn Arteta, Eichengreen và Wyplosz (2001) cho rằng độ mở thương mại có tác động tích cực đến tăng trưởng, trong khi độ mở tài chính phụ thuộc vào sự mất cân bằng kinh tế vĩ mô Mujahid và Alam (2014) kết luận rằng độ mở thương mại ảnh hưởng đến sản lượng và đầu tư, trong khi độ mở tài chính chỉ ảnh hưởng đến đầu tư Như vậy, độ mở tài chính và thương mại có mối quan hệ ngược chiều trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.
Biến trễ của biến phụ thuộc tăng trưởng GDP có hệ số β i y = -0,2488; -0,2473* và -0,2467, cho thấy tăng trưởng kinh tế kỳ trước làm giảm tăng trưởng kinh tế kỳ này với ý nghĩa thống kê ở mức 10% Kết quả này cho thấy tăng trưởng GDP trong các quý liên tiếp không phải luôn dương, như ví dụ tăng trưởng GDP quý 3/2005 giảm 10,4% so với quý 2/2005 Nghiên cứu này đồng nhất với kết quả của Berument và Dorgan (2003) tại Thổ Nhĩ Kỳ.
Dữ liệu từ quý 1/1987 đến quý 1/2001 cho thấy mối quan hệ tích cực giữa sự thay đổi chỉ số CPI và tăng trưởng GDP, với hệ số hồi quy (β i CPI) có giá trị dương Chỉ số CPI phản ánh tỷ lệ gia tăng mức giá trong nền kinh tế, do đó ảnh hưởng đến GDP thông qua dòng chi tiêu (Rauch và Chi, 2010; Nguyễn Như Ý và Trần Thị Bích Dung, 2013).
Vì vậy, với độ trễ 1 quý và giá chậm thay đổi theo các lý thuyết kinh tế (Copeland,
Mức giá dầu quý trước có ảnh hưởng tích cực đến GDP quý này, tương tự như nghiên cứu của Ekpo và Effiong (2017) cho thấy giá dầu có mối tương quan dương với tỷ lệ tăng trưởng GDP.
Nghiên cứu cho thấy rằng độ mở của nền kinh tế, bao gồm thương mại và tài chính, có tác động làm suy yếu ảnh hưởng của chính sách tiền tệ (CSTT) đến tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam Kết quả này phù hợp với kỳ vọng của luận văn và nhất quán với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây ở nhiều quốc gia khác nhau, như Karras (1999, 2001) và Berument cùng Dogan.