Giới thiệu
Hội nhập tài chính đang trở thành một vấn đề quan trọng đối với nhiều quốc gia, đặc biệt là các nước đang phát triển, khi họ tìm cách tham gia vào nền kinh tế toàn cầu Nghiên cứu của Lane và Milesi-Ferretti (2003) chỉ ra rằng các quốc gia đang nỗ lực gỡ bỏ các rào cản về chu chuyển vốn quốc tế để thu hút đầu tư Trên các diễn đàn kinh tế, nhiều bài viết và nghiên cứu về hội nhập tài chính đã được công bố với những quan điểm và phân tích khác nhau De Nicolò và Juvenal (2014) cho rằng hội nhập tài chính và toàn cầu hóa tài chính có mối liên hệ tích cực với tăng trưởng kinh tế cao hơn và ít biến động hơn Tuy nhiên, Evans và Hnatkovska (2007) lại chỉ ra rằng mối quan hệ giữa hội nhập tài chính và biến động kinh tế vĩ mô là không đơn giản; ban đầu, hội nhập tài chính có thể gia tăng biến động, nhưng khi hội nhập sâu hơn, những biến động này sẽ giảm bớt.
Tôi tin rằng hội nhập và toàn cầu hóa tài chính có thể thúc đẩy sự tăng trưởng của quốc gia mà không làm gia tăng biến động vĩ mô Mục tiêu nghiên cứu của tôi là đánh giá tác động của hội nhập và toàn cầu hóa tài chính thông qua dữ liệu thực tế để đưa ra kết quả khách quan và đáng tin cậy Dựa trên mô hình kinh tế lượng của De Nicolò và Juvenal (2014), nghiên cứu này phân tích ảnh hưởng của hội nhập tài chính và toàn cầu hóa tài chính lên tăng trưởng và bất ổn kinh tế tại 12 quốc gia châu Á, chia thành hai nhóm: các nước phát triển và các nền kinh tế mới nổi Kết quả mong đợi cho thấy rằng hội nhập và toàn cầu hóa tài chính gia tăng sẽ tương ứng với tăng trưởng cao hơn và biến động tăng trưởng thấp hơn Nghiên cứu cũng sẽ so sánh tác động của hội nhập tài chính và toàn cầu hóa tài chính giữa các nước phát triển và đang phát triển, đồng thời xem xét ảnh hưởng của biến động dòng vốn ra vào đến tăng trưởng và biến động tăng trưởng.
1 Theo phân loại của Ngân hàng Phát triển Châu Á (Asia Development Bank) năm 2013 h
Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
Các nghiên cứu định tính
Hội nhập tài chính mang lại hai lợi ích chính cho các quốc gia đang phát triển: Thứ nhất, nó thúc đẩy chuyên môn hóa quốc tế và tối ưu hóa phân bổ nguồn lực, dẫn đến tăng trưởng kinh tế hiệu quả hơn Thứ hai, hội nhập cho phép các cá nhân ở các nền kinh tế mới đa dạng hóa danh mục đầu tư quốc tế, giảm thiểu rủi ro và ổn định thu nhập Trong nền kinh tế đóng, đầu tư phụ thuộc vào tiết kiệm nội địa, nhưng hội nhập tài chính cắt đứt mối liên kết này, cho phép vốn chảy đến nơi cần thiết nhất Điều này dẫn đến sự cân bằng lãi suất toàn cầu, nơi chi phí sử dụng vốn và tỷ suất sinh lợi từ tiết kiệm được xác định trên quy mô toàn cầu Nhờ vậy, đầu tư được tái phân bổ đến các dự án sinh lời nhất, bất kể vị trí, mang lại lợi ích cho cả những người tiết kiệm và các công ty hoạt động hiệu quả hơn.
Hội nhập có khả năng thúc đẩy tăng năng suất lao động bằng cách dịch chuyển các khoản đầu tư vào những dự án có tỷ suất sinh lợi cao hơn, đồng thời giảm thiểu và đa dạng hóa rủi ro Rủi ro của một dự án đầu tư có thể chia thành bốn thành phần: yếu tố toàn cầu, yếu tố quốc gia, yếu tố khu vực kinh tế và yếu tố chuyên biệt của dự án Rủi ro toàn cầu không thể đa dạng hóa, trong khi rủi ro quốc gia có thể được đa dạng hóa trên phạm vi quốc tế Việc bổ sung một dự án đầu tư trong nước vào danh mục đầu tư quốc tế có thể mang lại lợi ích đa dạng hóa lớn hơn Sự chuyển dịch từ nền kinh tế đóng sang nền kinh tế hội nhập toàn cầu giúp tăng trưởng bình quân thế giới, nhờ vào những dự án có suất sinh lợi cao hơn và giảm thiểu rủi ro Sự mở cửa thị trường cũng giúp giảm nhạy cảm với biến động cầu trong nước, tạo điều kiện cho nguồn vốn chuyên môn hóa hiệu quả hơn Cuối cùng, hội nhập còn mang lại lợi ích tức thời qua việc lan tỏa tri thức, đặc biệt trong lĩnh vực tài chính và FDI, mặc dù không hoàn toàn phụ thuộc vào sự hội nhập tài chính.
Sự hội nhập tài chính không chỉ ảnh hưởng tích cực đến lãi suất thực và rủi ro đầu tư mà còn tác động đến cơ cấu chi phí của hệ thống tài chính và biên lợi nhuận của người đi vay Khi hội nhập phát triển chiều sâu hệ thống tài chính, chi phí cố định được dàn trải rộng hơn và sức cạnh tranh được cải thiện Điều này không chỉ giảm chi phí sử dụng vốn mà còn giúp phân bổ nguồn lực hiệu quả hơn, từ đó thúc đẩy tăng trưởng và phát triển tài chính sâu hơn Chu kỳ phản hồi tích cực giữa phát triển tài chính và phát triển thực được thiết lập, với sự gia tăng phản hồi nhờ hội nhập quốc tế Các định chế tài chính nước ngoài mang lại công cụ tài chính mới và tăng cường thanh khoản trên thị trường chứng khoán, tạo điều kiện cho sự chuyển hóa thời hạn dài hạn Chất lượng trung gian tài chính cũng được cải thiện thông qua các tiêu chuẩn kế toán và giám sát tốt hơn, cùng với việc học hỏi từ các thực hành tốt hơn Sự hội nhập khởi động động lực cải cách và phát triển, như nâng cao suất sinh lợi từ hệ thống ngân hàng và phát triển thị trường vốn cổ phần Những lợi ích gián tiếp từ hội nhập bao gồm cải thiện hiệu quả hệ thống tài chính, tăng cường tính thanh khoản, kiến thức lan tỏa, cạnh tranh gia tăng và tiêu chuẩn giám sát được cải thiện, qua đó nâng cao chất lượng đầu tư và thúc đẩy tăng trưởng Các bằng chứng cho thấy những lợi ích tiềm năng đáng kể không chỉ cho các nền kinh tế phát triển cao mà còn cho các quốc gia kém hội nhập hơn.
Hội nhập tài chính mang lại nhiều lợi ích, nhưng cũng đối mặt với những thách thức đáng kể Dòng vốn quốc tế vào một quốc gia mới hội nhập có thể gây ra tình trạng thị trường tài chính không hấp thụ kịp, dẫn đến tăng trưởng quá nóng và có nguy cơ lạm phát nếu không có chính sách phù hợp Thêm vào đó, áp lực cạnh tranh từ hội nhập và toàn cầu hóa tài chính khiến các tổ chức kinh tế phải nhanh chóng thay đổi để không bị loại khỏi thị trường Cuối cùng, cải cách hành chính và pháp luật là cần thiết; nếu không có sự thay đổi tương ứng, dòng vốn quốc tế sẽ không phát huy hiệu quả.
Theo Stiglitz (2003), hội nhập và tự do hóa tài chính có thể gây hại cho các nước đang phát triển, vì tự do hóa thị trường vốn có thể làm gia tăng biến động tiêu dùng Dòng vốn ngắn hạn có thể làm giảm biến động tiêu dùng, nhưng lại chảy vào các quốc gia khi nền kinh tế yếu và rút ra khi nền kinh tế mạnh Các dòng vốn, đặc biệt là ngắn hạn, thường có tính thuận chu kỳ, cho thấy nhược điểm của lý thuyết tiêu chuẩn Thêm vào đó, những người có khả năng gánh chịu rủi ro thường không thể giảm nhẹ biến động tiêu dùng, vì các nước đang phát triển phải chịu đựng những biến động không liên quan đến tình hình trong nước Ví dụ, việc Cục Dự trữ Liên bang Mỹ tăng lãi suất vào cuối thập niên 70 đã dẫn đến khủng hoảng nợ tại Mỹ Latinh, ảnh hưởng tiêu cực đến thu nhập và tiêu dùng của các quốc gia này Khi có cú sốc bất lợi xảy ra, chẳng hạn như khó khăn chính trị, các nhà cho vay sẽ cắt giảm khoản vay, buộc người vay phải giảm tiêu dùng, dẫn đến việc khuếch đại biến động tiêu dùng.
Tự do hóa thị trường vốn, theo Stiglitz (2003), góp phần làm gia tăng biến động kinh tế, đặc biệt là trong bối cảnh hội nhập tài chính Những sự kiện ở Đông Á và Mỹ Latinh trong những thập niên gần đây cho thấy vai trò quan trọng của tự do hóa thị trường vốn trong việc gây ra bất ổn kinh tế Dòng tiền đổ vào các quốc gia thường dẫn đến tiêu dùng thái quá, nhưng khi dòng tiền rút ra, các tổ chức tài chính suy yếu, tỷ giá hối đoái giảm mạnh, gây áp lực nặng nề lên những người vay nợ bằng đô la Mỹ Trong thời gian dòng vốn chảy vào, tỷ giá hối đoái gia tăng, gây khó khăn cho xuất khẩu và cạnh tranh với hàng nhập khẩu Chính phủ các nước như Thái Lan đã phải cắt giảm đầu tư công và tăng lãi suất để ngăn chặn tình trạng kinh tế quá nóng Khi dòng vốn rút ra, các tổ chức tài chính bị tổn thất nặng nề, dẫn đến thiếu hụt tín dụng và suy thoái kinh tế Hơn nữa, tự do hóa thị trường vốn cản trở việc áp dụng chính sách tiền tệ phù hợp với chu kỳ kinh tế, như Malaysia đã làm trong cuộc khủng hoảng Đông Á, giúp họ tránh được lãi suất cao và giảm thiểu tác động tiêu cực lên nền kinh tế.
Joseph Stiglitz (2003) chỉ ra rằng tự do hóa thị trường vốn không nhất thiết dẫn đến tăng trưởng nhanh hơn hay đầu tư cao hơn, mà có thể gây ra bất ổn trong sản lượng và tiêu dùng, từ đó làm tăng phí đền bù rủi ro cho doanh nghiệp Đặc biệt, trong bối cảnh sa sút kinh tế, đầu tư sẽ chịu ảnh hưởng nặng nề, nhất là ở các nước đang phát triển với thị trường vốn kém phát triển Biến động lãi suất cao cũng làm trầm trọng thêm tình hình, gây ra những hạn chế nghiêm trọng đối với việc huy động nợ và phân bổ nguồn lực Để đảm bảo hội nhập tài chính thành công, Trần Ngọc Thơ (2006) nhấn mạnh rằng cần có một khung pháp lý tài chính vững mạnh, hệ thống ngân hàng nội địa hiệu quả và cơ sở hạ tầng thị trường vốn tốt Các chính sách như kiểm soát dòng vốn, ngăn chặn sự đánh giá cao của đồng nội tệ và kiểm soát cung tiền cũng cần được xem xét để giảm thiểu rủi ro và thu hút dòng vốn quốc tế hiệu quả.
Các nghiên cứu định lượng
Nhiều nghiên cứu trên thế giới đã chỉ ra sự gia tăng hội nhập tài chính Vo và Daly (2007) đã cung cấp chứng cứ mạnh mẽ về sự gia tăng này trong thập kỷ trước nghiên cứu của họ Hai tác giả đã xác định các yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến mức độ hội nhập tài chính toàn cầu, bao gồm chính sách kiểm soát vốn, tăng trưởng kinh tế của quốc gia, sự mở cửa thương mại và sự phát triển của thị trường tài chính cùng hệ thống ngân hàng.
Nghiên cứu của Kose et al (2006) chỉ ra rằng trong những năm 90, mối tương quan trái chiều giữa tăng trưởng và sự biến động của nền kinh tế đã yếu đi nhờ sự hội nhập tài chính và thương mại quốc tế Tuy nhiên, kết quả này trái ngược với nghiên cứu của De Nicolò và Juvenal (2014), cho rằng không có sự đánh đổi giữa hội nhập tài chính và biến động kinh tế vĩ mô Họ kết luận rằng hội nhập tài chính và toàn cầu hóa tài chính đều liên quan đến mức tăng trưởng cao hơn, ít biến động và rủi ro hơn, đồng thời không có sự đánh đổi nào giữa hai yếu tố này với sự bất ổn trong kinh tế vĩ mô.
Nghiên cứu của Park và Lee (2011) chỉ ra rằng hội nhập tài chính ở quy mô khu vực và toàn cầu mang lại nhiều lợi ích cho nền kinh tế, như phân bổ hiệu quả đầu tư và đa dạng hóa rủi ro Ở cấp độ toàn cầu, hội nhập giúp giảm thiểu tác động từ các cú sốc kinh tế thế giới Ngược lại, theo Tschoegl (2004), các chính sách của chính phủ hạn chế hội nhập tài chính có thể gây hại cho sự phát triển hệ thống tài chính quốc gia, đặc biệt là hệ thống ngân hàng, do làm giảm cạnh tranh với các ngân hàng nước ngoài, từ đó cản trở cải thiện chất lượng dịch vụ và hiệu quả hoạt động của ngân hàng nội địa.
Nghiên cứu của Rusek (2004) chỉ ra rằng sự phát triển và hội nhập của hệ thống tài chính quốc gia, cùng với cải thiện pháp luật và tổ chức hành chính, có thể gia tăng sản phẩm biên trong nền kinh tế và giảm rủi ro nhờ vào cơ hội đa dạng hóa tài sản đầu tư Ngược lại, Pang (2013) cho rằng hội nhập tài chính ở các nước đang phát triển có thể tạo ra chi phí do nỗ lực duy trì tỷ giá hối đoái ổn định Tuy nhiên, đối với các quốc gia công nghiệp phát triển với chính sách hiệu quả nhằm đạt được lạm phát mục tiêu, hội nhập tài chính luôn mang lại lợi ích cho nền kinh tế.
Hội nhập tài chính mang lại lợi ích quan trọng cho các quốc gia, đặc biệt là khả năng vay nợ nước ngoài, như được chỉ ra bởi Gaspar và Pereira (1995) Masten et al (2008) cũng khẳng định rằng hội nhập tài chính quốc tế có tác động tích cực, với lợi ích này thể hiện rõ nét hơn ở những quốc gia có hệ thống tài chính phát triển cao.
Hội nhập tài chính có tác động đáng kể đến hiệu quả kinh tế, bao gồm việc gia tăng đầu tư, chuyển giao công nghệ, mở cửa thương mại, phát triển hệ thống tài chính nội địa và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế (Mougani, 2012) Tuy nhiên, hội nhập tài chính cũng tiềm ẩn nguy cơ gây bất ổn cho nền kinh tế vĩ mô, chủ yếu do sự tập trung vào đầu tư vào danh mục chứng khoán thay vì đầu tư trực tiếp.
Sự gia tăng hội nhập tài chính trong thị trường vốn quốc tế mang lại nhiều lợi ích như tăng tiêu dùng, đầu tư và tăng trưởng kinh tế nhanh hơn, đồng thời củng cố chính sách kinh tế vĩ mô và nâng cao hiệu quả hoạt động của hệ thống ngân hàng Tuy nhiên, cũng phát sinh nhiều chi phí, bao gồm việc dòng vốn quốc tế chỉ tập trung vào một số ít quốc gia đang phát triển, phân bổ vốn nội địa không đồng đều, và thiếu nguồn vốn đầu tư dài hạn cho các lĩnh vực như bất động sản và sản xuất hàng tiêu dùng nội địa Hơn nữa, hội nhập tài chính có thể làm gia tăng bất ổn kinh tế vĩ mô, khiến các quốc gia phát triển chỉ có thể tiếp cận vốn khi nền kinh tế ổn định, dẫn đến tình trạng thiếu hụt dòng vốn ngắn hạn và dễ bị ảnh hưởng bởi những biến động của dòng vốn quốc tế.
Hội nhập tài chính đang tạo ra hai quan điểm trái chiều: một bên cho rằng nó mang lại lợi ích cho nền kinh tế và thúc đẩy sự phát triển của quốc gia, trong khi bên kia lo ngại về những chi phí và bất ổn vĩ mô đi kèm Nghiên cứu này sẽ trình bày các bằng chứng thực nghiệm nhằm chứng minh rằng hội nhập tài chính và toàn cầu hóa tài chính không chỉ giúp tăng trưởng kinh tế mà còn giảm thiểu biến động trong quá trình phát triển.
Có thể tóm tắt các kết quả nghiên cứu của các tác giả phía trên theo trình tự thời gian trong bảng 2.1 dưới đây:
Bảng 2.1 Tóm tắt các kết quả nghiên cứu định lượng
Tác giả Kết quả nghiên cứu
Hội nhập và toàn cầu hóa tài chính góp phần vào sự tăng trưởng kinh tế mạnh mẽ, đồng thời giảm thiểu biến động và rủi ro Điều này cho thấy không có sự đánh đổi giữa hội nhập, toàn cầu hóa tài chính và sự ổn định trong kinh tế vĩ mô.
Theo nghiên cứu của Pang (2013), ở các nước đang phát triển, việc duy trì tỷ giá hối đoái ổn định có thể dẫn đến chi phí cao Ngược lại, các quốc gia phát triển có chính sách hiệu quả để đạt được mục tiêu lạm phát sẽ luôn hưởng lợi từ việc quản lý tỷ giá hối đoái.
HNTC có tác động lớn đến hiệu quả kinh tế, bao gồm việc gia tăng đầu tư, chuyển giao công nghệ, mở cửa thương mại, phát triển hệ thống tài chính nội địa và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, HNTC cũng có thể gây ra sự bất ổn cho nền kinh tế vĩ mô, chủ yếu do sự đầu tư vào các danh mục chứng khoán, thay vì đầu tư trực tiếp.
Nghiên cứu của Park và Lee HNTC cho thấy mối liên hệ giữa thị trường cổ phiếu và trái phiếu trong khu vực, từ đó mang lại lợi ích cho nền kinh tế địa phương Việc phân tích này giúp hiểu rõ hơn về tác động của các thị trường tài chính đến sự phát triển kinh tế khu vực, đồng thời cung cấp thông tin quý giá cho các nhà đầu tư và quyết định chính sách.
Hội nhập toàn cầu giúp giảm thiểu tác động từ những cú sốc kinh tế thế giới, đồng thời nâng cao hiệu quả đầu tư và đa dạng hóa rủi ro.
Hội nhập tài chính quốc tế mang lại nhiều lợi ích cho quốc gia, đặc biệt là những nước có hệ thống tài chính phát triển cao.
Trong những năm 90, mối tương quan trái chiều giữa tăng trưởng và sự biến động của nền kinh tế vẫn tồn tại, tuy nhiên, sự xuất hiện của HNTC và thương mại quốc tế đã làm giảm đi mức độ mạnh mẽ của mối quan hệ nghịch này.
Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Dữ liệu
Bài nghiên cứu này phân tích dữ liệu bảng theo năm từ 12 quốc gia châu Á, bao gồm 6 quốc gia phát triển (Australia, Japan, Hong Kong, Korea, New Zealand, Singapore) và 6 quốc gia đang phát triển (China, India, Indonesia, Malaysia, Philippines, Thailand) trong giai đoạn 1970-2013 Dữ liệu được thu thập từ các nguồn chính như GFD, World Bank và bộ dữ liệu của Lane và Milesi-Ferretti (2007), được cập nhật đến 2013 với thông tin bổ sung từ GFD Thông tin chi tiết có thể được tìm thấy trong bảng 3.1 và phụ lục 1.
Bảng 3.1: Các nguồn dữ liệu
STT Loại dữ liệu Diễn giải Nguồn
1 Chỉ số thị trường chứng khoán theo tháng
Chỉ số đóng cửa phiên giao dịch của ngày cuối tháng trong giai đoạn 1970-2013, chỉ số này dùng để tính tỷ suất sinh lợi từ thị trường cổ phiếu
2 Lãi suất tín phiếu tính theo năm
Lãi suất tín phiếu kho bạc có thời gian đáo hạn từ 1 tháng đến 1 năm, bao gồm các khoảng thời gian 3 tháng và 6 tháng, được xác định dựa trên dữ liệu có sẵn và quy đổi theo năm trong giai đoạn 1970-2013.
3 GDP Tổng sản phẩm quốc nội thực được tính theo giá cố định năm
4 Tốc độ tăng trưởng GDP
Phần trăm tăng trưởng theo năm của GDP được tính theo giá cố định năm 2005, giai đoạn 1970-2013
5 Tài sản của cư dân trong nước đầu tư ra nước ngoài và tài sản từ nước ngoài đầu tư vào Việt
Dữ liệu có sẵn của Lane và Milesi- Ferretti (2007) được tác giả cập nhật đến năm 2011, dữ liệu của năm
2012 và 2013 được thu thập từ GFD và tính toán cũng theo phương pháp của Lane và Milesi-Ferretti (2007)
Phương pháp nghiên cứu
Phương pháp hồi quy GMM (Generalized Method of Moments), được giới thiệu bởi Lars Peter Hansen vào năm 1982 trong bài viết “Large Sample Properties of Generalized Methods of Moments Estimators” trên tạp chí Econometrica, là một phương pháp tổng quát của nhiều kỹ thuật ước lượng phổ biến như OLS, GLS và MLE GMM cung cấp các hệ số ước lượng vững, không chệch, phân phối chuẩn và hiệu quả, ngay cả khi giả thiết về nội sinh bị vi phạm.
Trong nghiên cứu này, hồi quy GMM được áp dụng để xử lý hiện tượng nội sinh của biến phụ thuộc, vốn chịu ảnh hưởng từ các biến ngoại sinh và giá trị quá khứ của chính nó Phương pháp hồi quy GMM theo Blundell và Bond (1998) sẽ được sử dụng để kiểm định tính vững của mô hình thông qua các biến sai phân Ngoài ra, kiểm định Sargan sẽ được áp dụng để đánh giá tính hợp lý của các biến công cụ, trong khi kiểm định Arellano-Bond hỗ trợ cho mô hình.
Thống kê mô tả các biến
3.3.1 Tính toán các biến a Biến đo lường mức độ hội nhập tài chính (ISPEED):
Biến ISPEED được phát triển theo mô hình của De Nicolò và Juvenal (2014), dựa trên ý tưởng rằng khi thị trường tài chính hội nhập, chi phí sử dụng vốn và rủi ro của tài sản sẽ hội tụ Stulz (1999) cho rằng sự hội tụ này giúp các nhà đầu tư đạt được mức độ đa dạng hóa cao hơn, cho phép họ phân bổ tài sản vào một danh mục thị trường được đa dạng hóa tốt hơn.
Bekaert và Harvey (1995), De Nicolò và Juvenal (2014) xây dựng một biến đo lường mức độ hội nhập tài chính như sau:
Xem xét N quốc gia, tỷ suất sinh lợi vượt trội kỳ vọng thị trường tại thời điểm t của quốc gia i trong N quốc gia được giả định tuân theo mô hình CAPM mà không có rủi ro tỷ giá Trong bối cảnh hội nhập tài chính đầy đủ, mỗi quốc gia ∈ đều thỏa mãn phương trình.
Tỷ suất sinh lợi danh mục đầu tư trung bình của N quốc gia phản ánh mức giá của rủi ro trong thị trường đóng cửa, nơi mà các yếu tố kinh tế và chính trị có thể ảnh hưởng đến quyết định đầu tư.
Mức giá của rủi ro quốc gia i đóng vai trò quan trọng trong một thị trường hội nhập một phần, trong đó tỷ suất sinh lợi vượt trội kỳ vọng được đo lường một cách chính xác.
Trong nghiên cứu về hội nhập tài chính, ∈ [0; 1] được coi là một ước lượng likelihood cho thị trường hội nhập Mặc dù phương trình (c) không thể được xem là một ràng buộc cho tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trong mô hình định giá tài sản riêng biệt, Bekaert và Harvey (1995) đã chỉ ra rằng nó có ý nghĩa trong việc đo lường hội nhập tài chính Sự hội tụ của tỷ suất sinh lợi vượt trội kỳ vọng có thể được giải thích như là kết quả của sự gia tăng hội nhập Adjaouté và Danthine (2004) cũng áp dụng sự hội tụ này để đánh giá mức độ hội nhập tài chính Theo De Nicolò và Juvenal (2014), mức độ hội nhập tài chính được đo lường qua khoảng chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi vượt trội kỳ vọng của một quốc gia và các quốc gia khác, với quốc gia j trong một mẫu N quốc gia tại năm t.
ISPEED ghi nhận vị trí của tỷ suất sinh lợi vượt trội của một quốc gia so với tỷ suất sinh lợi trung bình của các quốc gia trong mẫu Khi biến ISPEED giảm, điều này cho thấy sự gia tăng trong hội nhập tài chính, đồng thời chỉ ra rằng tỷ suất sinh lợi vượt trội của thị trường đang có xu hướng hội tụ hơn.
Dựa trên dữ liệu chỉ số đóng cửa của thị trường chứng khoán vào cuối mỗi năm từ 1970 đến 2013, tôi đã thực hiện tính toán tỷ suất sinh lợi của thị trường chứng khoán bằng công thức cụ thể.
Tỷ suất sinh lợi từ thị trường chứng khoán của quốc gia i vào năm t được xác định bằng công thức *+,-, trong đó /01 đại diện cho chỉ số đóng cửa của phiên giao dịch cuối năm Dựa trên tỷ suất sinh lợi vừa tính và lãi suất phi rủi ro từ tín phiếu, biến ISPEED được tính toán theo phương trình (d) Bên cạnh đó, biến Toàn cầu hóa tài chính (FGLOB) cũng được đề cập trong nghiên cứu này.
FGLOB được xác định dựa trên dữ liệu về tài sản đầu tư ra nước ngoài và tài sản từ nước ngoài đầu tư vào trong nước, do Lane và Milesi-Ferretti (2007) xây dựng Dữ liệu này có sẵn đến năm 2011 và đã được cập nhật đến năm 2013, với nguồn thông tin được thu thập từ GFD Cách tính toán cụ thể sẽ được trình bày trong bài viết.
Tài sản đầu tư ra nước ngoài (EA) bao gồm tổng giá trị của các khoản đầu tư theo danh mục cổ phiếu, đầu tư trực tiếp ra nước ngoài, chứng khoán nợ, chứng khoán phái sinh, và giá trị dự trữ ngoại hối quốc gia, không tính vàng.
EA = EA(equity) + EA(DI) + EA(debt) + EA(derivatives) + EA(reserves)
Tài sản từ nước ngoài đầu tư vào trong nước (EL) bao gồm giá trị danh mục cổ phiếu mà nhà đầu tư nước ngoài nắm giữ, đầu tư trực tiếp từ nước ngoài, cùng với giá trị của chứng khoán nợ và chứng khoán phái sinh do nước ngoài sở hữu.
EL = EL(equity) + EL(DI) + EL(debt) + EL(derivatives)
Mức độ mở cửa tài chính (FOPEN) được xác định bằng tỷ lệ giữa tổng tài sản đầu tư ra nước ngoài và tài sản từ nước ngoài đầu tư vào trong nước so với GDP.
Từ đó, biến Toàn cầu hóa tài chính FGLOB được đo lường bằng mức gia tăng của sự mở cửa tài chính FOPEN:
Vào năm t, mức toàn cầu hóa tài chính của quốc gia j đạt 37,648 USD, trong khi mức mở cửa tài chính của quốc gia này là 34 USD Biến này được sử dụng để đo lường biến động của dòng vốn ra khỏi quốc gia (COFV).
Biến COFV đo lường mức độ biến động của dòng vốn ra nước ngoài, được tính bằng giá trị tuyệt đối của hiệu số giữa mức tăng trưởng tổng tài sản đầu tư ra nước ngoài và GDP của một quốc gia, sau khi trừ đi giá trị bình quân của mẫu các quốc gia.
Trong bài viết này, chúng ta xem xét các yếu tố kinh tế quan trọng liên quan đến dòng vốn đầu tư ra nước ngoài của quốc gia j trong năm t Cụ thể, tổng tài sản đầu tư ra nước ngoài là 5$, trong khi tổng sản phẩm quốc nội đạt 7#"$ và biến động dòng vốn ra được ghi nhận là 943:$ N là tổng số quốc gia trong mẫu quan sát Đặc biệt, chúng ta cũng sẽ đo lường biến động của dòng vốn đi vào quốc gia j (CIFV) để đánh giá tác động của các yếu tố kinh tế này.
Nội dung và các kết quả nghiên cứu
Mô hình hồi quy
Mô hình kinh tế lượng trong bài nghiên cứu này dựa theo mô hình của De Nicolò và Juvenal (2014) như sau:
Phương trình hồi quy mức tăng trưởng phụ thuộc vào hội nhập tài chính, toàn cầu hóa tài chính và biến động dòng vốn:
7#"7$: là mức tăng trưởng GDP của quốc gia j vào năm t
B: là hệ số chặn chung của các quốc gia qua các năm
$: là hệ số chặn của riêng quốc gia j qua các năm t: là biến giả thời gian
!"#$: là biến đo lường hội nhập tài chính của quốc gia j vào năm t h
37648$2: là biến đo lường toàn cầu hóa tài chính của quốc gia j năm t-1 93:$2: là biến đo lường biến động dòng vốn của quốc gia j vào năm t-1
Tương tự với phương trình hồi quy biến động tăng trưởng phụ thuộc vào hội nhập tài chính, toàn cầu hóa tài chính và biến động dòng vốn:
7#"7:$: là mức biến động tăng trưởng GDP của quốc gia j vào năm t
B: là hệ số chặn chung của các quốc gia qua các năm
$: là hệ số chặn của riêng quốc gia j qua các năm t: là biến giả thời gian
!"#$: là biến đo lường hội nhập tài chính của quốc gia j vào năm t
37648$2: là biến đo lường toàn cầu hóa tài chính của quốc gia j năm t-1 93:$2: là biến đo lường biến động dòng vốn của quốc gia j vào năm t-1
Kết quả hồi quy
4.2.1 Đo lường tác động của hội nhập và toàn cầu hóa tài chính lên tăng trưởng
Trong mô hình hồi quy, biến GDPG không chỉ phụ thuộc vào các biến ngoại sinh ISPEED và FGLOB mà còn bị ảnh hưởng bởi chính nó trong quá khứ, dẫn đến hiện tượng nội sinh Do đó, việc áp dụng hồi quy GMM là cần thiết để xử lý vấn đề này, với các biến công cụ được chọn là ISPEED, FGLOB và t, theo nghiên cứu của De Nicolò và Juvenal (2014).
GMM còn giúp khắc phục được hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi để cho ra kết quả không chệch
Kiểm định Hausman cho thấy mô hình hồi quy với hiệu ứng cố định là lựa chọn phù hợp hơn so với hiệu ứng ngẫu nhiên, với p-value rất nhỏ trong phân tích cho 12 quốc gia Kết quả này cũng được xác nhận trong các mô hình hồi quy cho nhóm 6 quốc gia phát triển và nhóm 6 quốc gia đang phát triển, như trình bày trong các bảng 4.1a, 4.1b, và 4.1c.
Bảng 4.1a: Kiểm định Hausman giữa hiệu ứng cố định và ngẫu nhiên (12 nước)
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: EQ01 Test cross-section random effects
** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob
Bảng 4.1b: Kiểm định Hausman giữa hiệu ứng cố định và ngẫu nhiên (6 nước phát triển)
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: EQ01 Test cross-section random effects
** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob
Bảng 4.1c: Kiểm định Hausman giữa hiệu ứng cố định và ngẫu nhiên (6 nước đang phát triển)
Correlated Random Effects - Hausman Test
Equation: EQ01 Test cross-section random effects
** WARNING: estimated cross-section random effects variance is zero
Cross-section random effects test comparisons:
Variable Fixed Random Var(Diff.) Prob
Kiểm định Likelihood Ratio là công cụ quan trọng để đánh giá tính cần thiết của hồi quy GMM với hiệu ứng cố định Kết quả cho thấy hồi quy GMM với hiệu ứng cố định là cần thiết cho cả ba mẫu quan sát Chi tiết các kết quả kiểm định được trình bày trong các bảng 4.2a, 4.2b và 4.2c.
Bảng 4.2a: Kiểm định LR về sự cần thiết của hiệu ứng cố định (12 nước)
Redundant Fixed Effects Tests Equation: EQ01 Test cross-section fixed effects
Cross-section F 4.855391 (11,447) 0.0000 Cross-section Chi-square 52.144911 11 0.0000
Bảng 4.2b: Kiểm định LR về sự cần thiết của hiệu ứng cố định (6 nước phát triển)
Redundant Fixed Effects Tests Equation: EQ01 Test cross-section fixed effects
Cross-section F 7.230908 (5,233) 0.0000 Cross-section Chi-square 34.907835 5 0.0000
Bảng 4.2c: Kiểm định LR về sự cần thiết của hiệu ứng cố định (6 nước đang phát triển)
Redundant Fixed Effects Tests Equation: EQ01 Test cross-section fixed effects
Cross-section F 2.662624 (5,211) 0.0234 Cross-section Chi-square 13.460658 5 0.0194 h
Hồi quy mô hình theo GMM với hiệu ứng cố định trên dữ liệu chéo đã được thực hiện, bổ sung các biến công cụ để giải quyết vấn đề nội sinh Trong quá trình phân tích, lựa chọn “White period” trong phương pháp ước lượng hiệp phương sai của White (1980) và Arellano (1987) cũng như chọn “No d.f correction” để khắc phục tự tương quan Kết quả hồi quy cho mẫu 12 quốc gia được trình bày dưới đây (xem thêm chi tiết trong phụ lục 2).
Trước khi đưa các biến đo lường dòng vốn COFV và CIFV vào hồi quy để phân tích tác động của hội nhập tài chính và toàn cầu hóa tài chính lên tốc độ tăng trưởng GDP, kết quả thu được được trình bày trong bảng 4.3a.
Bảng 4.3a: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED và FGLOB (12 nước)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Bảng 4.3a cho thấy kết quả hồi quy giữa tốc độ tăng trưởng GDPG và hội nhập tài chính ISPEED cùng toàn cầu hóa tài chính FGLOB của 12 quốc gia châu Á Cụ thể, ISPEED có hệ số hồi quy âm và có ý nghĩa ở mức 5%, cho thấy rằng sự gia tăng hội nhập tài chính (ISPEED giảm) tương ứng với tốc độ tăng trưởng cao hơn Ngược lại, FGLOB có hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa ở mức 1%, cho thấy rằng sự gia tăng toàn cầu hóa tài chính cũng thúc đẩy tốc độ tăng trưởng tăng lên.
Khi có sự xuất hiện của biến đo lường biến động dòng vốn ra COFV thì kết quả thu được như trong bảng 4.3b
Bảng 4.3b: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGLOB và COFV (12 nước)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Khi xem xét biến COFV để đánh giá tác động của dòng vốn đầu tư ra nước ngoài đến tốc độ tăng trưởng GDP, kết quả hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của COFV có dấu âm, nhưng p-value cho thấy mối tương quan này không có ý nghĩa Hệ số hồi quy của hai biến ISPEED và FGLOB vẫn giữ nguyên, phản ánh mối tương quan như trong bảng 4.3a.
Khi xem xét biến đo lường biến động dòng vốn vào CIFV, kết quả thu được cho thấy các hệ số của ISPEED và FGLOB không thay đổi nhiều so với bảng trước đó Đặc biệt, khi đưa biến CIFV vào mô hình để phân tích tác động của dòng vốn chảy vào một quốc gia lên tốc độ tăng trưởng GDP, hệ số hồi quy không có ý nghĩa thống kê Điều này cho thấy, trong trường hợp 12 quốc gia châu Á, biến động dòng vốn đầu tư từ nước ngoài không giải thích được sự thay đổi trong tăng trưởng GDP.
Bảng 4.3c: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGLOB và CIFV (12 nước)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Instrument Rank 21 b Kết quả hồi quy cho mẫu gồm 6 nước phát triển:
Hồi quy được thực hiện cho mẫu gồm sáu quốc gia phát triển: Australia, Nhật Bản, Hồng Kông, Hàn Quốc, New Zealand và Singapore Kết quả thu được được trình bày lần lượt trong các bảng 4.4a, 4.4b và 4.4c.
Khi không đưa biến đo lường dòng vốn COFV và CIFV vào hồi quy, kết quả cho thấy hệ số hồi quy của hội nhập tài chính ISPEED âm và có ý nghĩa ở mức 1%, cho thấy mối tương quan thuận giữa hội nhập tài chính và tốc độ tăng trưởng GDP Hệ số hồi quy của biến FGLOB dương và có ý nghĩa ở mức 5%, cho thấy mối tương quan tích cực giữa toàn cầu hóa tài chính và tốc độ tăng trưởng Kết quả này tương tự với kết quả hồi quy khi xem xét mẫu gồm 12 quốc gia.
Bảng 4.4a: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED và FGLOB (6 nước phát triển)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Khi biến COFV được đưa vào phân tích, kết quả cho thấy các hệ số hồi quy của ISPEED và FGLOB không thay đổi so với bảng 4.4a Tuy nhiên, hệ số hồi quy của COFV không có ý nghĩa thống kê, cho thấy biến động dòng vốn ra không giải thích được sự thay đổi trong tốc độ tăng trưởng của quốc gia.
Bảng 4.4b: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGLOB và COFV (6 nước phát triển)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Khi biến đo lường dòng vốn vào CIFV được đưa vào mô hình hồi quy, kết quả cho thấy hệ số hồi quy của CIFV không có ý nghĩa thống kê Điều này cho thấy không có mối tương quan giữa CIFV và tốc độ tăng trưởng GDPG của quốc gia.
Bảng 4.4c: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGLOB và CIFV (6 nước phát triển)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Instrument Rank 12 c Kết quả hồi quy cho mẫu gồm 6 nước đang phát triển:
Nghiên cứu này tiến hành chạy hồi quy GMM cho nhóm 6 nước đang phát triển gồm Trung Quốc, Ấn Độ, Indonesia, Malaysia, Philippines và Thái Lan Mô hình hồi quy được thiết lập để phân tích tác động của tốc độ tăng trưởng GDPG phụ thuộc vào ISPEED và FGLOB Tiếp theo, các biến đo lường biến động dòng vốn vào và ra được đưa vào mô hình để đánh giá ảnh hưởng của chúng đối với mức tăng trưởng tại các thị trường mới nổi này Kết quả hồi quy được trình bày chi tiết trong các bảng 4.5a, 4.5b và 4.5c.
Kết quả từ bảng 4.5a cho thấy hệ số hồi quy của biến ISPEED có dấu âm và có ý nghĩa ở mức 10%, chỉ ra rằng việc các thị trường mới nổi mở cửa và hội nhập tài chính sẽ dẫn đến tăng trưởng kinh tế Ngược lại, hệ số hồi quy của biến FGLOB có dấu dương và có ý nghĩa ở mức 5%, cho thấy rằng sự gia tăng toàn cầu hóa tài chính tại các nước đang phát triển cũng thúc đẩy tốc độ tăng trưởng.
Bảng 4.5a: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED và FGOB (6 nước đang phát triển)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Khi biến đo lường dòng vốn ra khỏi quốc gia (COFV) xuất hiện, kết quả hồi quy trong bảng 4.5b cho thấy hệ số hồi quy của COFV không có ý nghĩa thống kê, điều này có nghĩa là sự biến động của dòng vốn ra không ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng của quốc gia Hệ số hồi quy của các biến đo lường hội nhập tài chính (ISPEED) và toàn cầu hóa tài chính (FGLOB) cũng không có sự thay đổi lớn so với kết quả trong bảng 4.5a.
Bảng 4.5b: Kết quả hồi quy GDPG với ISPEED, FGOB và COFV (6 nước đang phát triển)
Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob
Kiểm tra tính vững của mô hình
Kết quả hồi quy sẽ được kiểm định tính vững bằng phương pháp lấy sai phân kép do De Nicolò et al (2008) đề xuất, giúp kiểm soát sự bỏ sót biến trong mô hình hồi quy Sự thay đổi của các biến bị bỏ sót này có thể được coi là một xu hướng không ổn định.
Xem xét mô hình hồi quy:
Giả định rằng các biến ln (M ) bao gồm tất cả những nhân tố có tác động đến I Lấy sai phân cấp một của mô hình (a) ta được:
Giả định rằng các biến M thỏa mãn ∆ln(M) = 7 + , với phân phối độc lập, đồng nhất và không có tương quan theo thời gian cũng như theo dữ liệu chéo Đặt 5 ≡ D7 và P ≡ D + ∆G, và giả định rằng không có tương quan giữa J và ∆G Do đó, có thể viết phương trình (c) như sau:
∆I = 5 + C∆J + E∆I2+ P Ở mô hình (c) này là mô hình đã được lấy sai phân kép từ mô hình (a), C được ước lượng bằng GMM sai phân theo đề xuất của Blundell và Bond (1998) h
Bảng 4.11: Kết quả kiểm tra tính vững của mô hình
Theo bảng 4.11, kết quả kiểm định tính vững của mô hình theo GMM với phương pháp Blundell và Bond (1998) cho thấy hai phương trình hồi quy về ảnh hưởng của hội nhập và toàn cầu hóa tài chính lên tăng trưởng và biến động tăng trưởng của 12 quốc gia châu Á có kết quả tương tự như trong bảng 4.2a và 4.7a Cụ thể, biến độc lập DISPEED có mối tương quan nghịch với DGDPG và tương quan thuận với DGDPGV với hệ số hồi quy có ý nghĩa ở 5% Biến độc lập DFGOB(-1) thể hiện mối tương quan thuận với DGDP ở mức ý nghĩa 10% và tương quan nghịch với DGDPGV ở mức ý nghĩa 5% Kết quả này cho thấy mô hình hồi quy trong bài viết có tính vững đối với các bộ dữ liệu khác nhau, khẳng định rằng kết quả hồi quy của hai mô hình ban đầu không phải là ngẫu nhiên.