Đánh giá mức độ tự do hóa và tác động của tự do hóa tài chính đến bất ổn tài chính ở việt nam , luận văn thạc sĩ

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM - NGUYỄN NGỌC YẾN TRANG ĐÁNH GIÁ MỨC ĐỘ TỰ DO HÓA VÀ TÁC ĐỘNG CỦA TỰ DO HĨA TÀI CHÍNH ĐẾN BẤT ỔN TÀI CHÍNH Ở VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ TP Hồ Chí Minh – Năm 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM - NGUYỄN NGỌC YẾN TRANG ĐÁNH GIÁ MỨC ĐỘ TỰ DO HÓA VÀ TÁC ĐỘNG CỦA TỰ DO HĨA TÀI CHÍNH ĐẾN BẤT ỔN TÀI CHÍNH Ở VIỆT NAM Chuyên ngành : Tài – Ngân hàng Mã số : 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HDKH: TS NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO TP Hồ Chí Minh – Năm 2013 LỜI CAM ĐOAN  Tơi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu tơi, có hỗ trợ từ Thầy hướng dẫn TS g y n qu đề tài trung hc co Các nội dung nghiên cứu kết thực chưa công b cơng trình Những s liệ b ng biể phục vụ cho việc phân tích, nhận xét, đánh giá tác gi thu thập từ ng ồn khác có ghi phần tài liệ tham kh o Nế phát có gian lận tơi xin hồn tồn chị trước Hội đồng, kết q trách nhiệm l ận văn TP HCM, ngày tháng Tác giả Nguyễn Ngọc Yến Trang năm 2013 MỤC LỤC  CHƯƠ G – GIỚI THIỆU 1.1 Tổng q an 1.2 Mục tiê nghiên 1.3 ết cấ đề tài CHƯƠ G2–TỔ G 2.1 1 UA CÁC GHIÊ CỨU an điểm tích cực tự hóa tài 2.2 Các cơng trình nghiên ổn tài m i q an hệ tự hóa tài tính bất 2.2.1 Cơng trình nghiên Min ahad r Shrestha (2005) 2.2.2 Cụng trỡnh nghiờn c (1998) ca Asli Demirgỹỗ-Kunt and Enrica Detragiache 2.2.3 Cơng trình nghiên s tác gi khác CHƯƠ G – PHƯƠ G PHÁP GHIÊ CỨU 14 3.1 Phương pháp nghiên 14 3.1.1 Phương pháp đánh giá mức độ tự hóa tài 14 3.1.2 Phương pháp kiểm định tác động tự hóa tài đến bất ổn tài 3.2 Mơ hình nghiên 14 15 3.2.1 Mơ hình đánh giá mức độ tự hóa tài 15 3.2.2 Mơ hình kiểm định tác động tự hóa tài đến bất ổn tài Việt am 3.3 g ồn s liệ phương pháp th CHƯƠ G4– 15 thập s liệ 16 ỘIDU GVÀ ẾT UẢ GHIÊ CỨU 17 4.1 Xây dựng biến dự kiến đưa vào mơ hình 17 4.1.1 iến phụ th ộc – Chỉ s bất ổn tài (Financial Instability - FIS) 17 4.1.2 Biến độc lập – Chỉ s tự hóa tài (Financial Liberalization Index - FLI) 18 iến độc lập – Lãi s ất cho vay thực (Real Lending Rate – LRR) 18 4.1.3 4.2 Tập hợp mẫ 4.3 ết q nghiên 18 nghiên 20 4.3.1 Đánh giá mức độ tự hóa tài Việt am 20 4.3.2 iểm định tác động tự hóa tài đến bất ổn tài Việt Nam 4.3.2.1 4.3.2.2 4.3.2.3 iểm định tính dừng ch ỗi s 21 liệ 21 iểm định m i q an hệ đồng tích hợp 22 iểm định m i q an hệ nhân q 4.3.2.4 Kết q kiểm định mơ hình hồi q Engle-Granger 22 y 22 CHƯƠ G – ẾT LUẬ 23 5.1 Tóm t t điểm đề tài 23 5.2 Gợi ý biện pháp giúp ổn định kinh tế tài hội nhập vào kinh tế q c tế 5.2.1 Cơ chế giám sát an toàn hiệ q 24 24 5.2.2 Lành mạnh hóa tài q c gia 25 5.2.3 Lành mạnh hóa hệ th ng ngân hàng 26 5.3 Hạn chế hướng nghiên 28 DA H MỤC CÁC TÀI LIỆU THAM HẢO 30 PHỤ LỤC – TÍ 32 PHỤ LỤC – 01/1996 ĐẾ Ả H TOÁ CHỈ SỐ FLI G SỐ LIỆU CỦA CÁC IẾ TRO G GIAI ĐOẠ TỪ UÝ UÝ 04/2012 46 PHỤ LỤC – ẾT UẢ IỂM ĐỊ H CỦA MƠ HÌ H 50 DANH MỤC CÁC BẢNG, BIỂU  ng 4.1 – Th ng kê mô t biến mơ hình nghiên 18 ng 4.2 – Ma trận tương q an biến mơ hình nghiên 19 ng 4.3 – iến ký hiệ sử dụng mơ hình kiểm định 20 ng 4.4 – ết q ng PL1.1 – kiểm định tính dừng ch ỗi liệ 21 ng chấm điểm nhân t tự hóa tài Việt am từ năm 1996 đến năm 2012 39 ng PL1.2 – Giá trị riêng véc-tơ riêng ma trận tương q an nhân t tự hóa tài Việt am 42 ng PL1.3 – Chỉ s FLI Việt am giai đoạn 1996-2012 43 DANH MỤC CÁC ĐỒ THỊ iể đồ 4.1: iể đồ s FLI Việt am giai đoạn 1996 đến 2012 20 -1- CHƯƠNG – GIỚI THIỆU 1.1 Tổng quan Từ thập niên 1970 quốc gia phát triển tiến hành cải cách nhằm phát triển kinh tế Những cải cách chủ yếu tập trung vào phát triển sở hạ tầng quốc gia phát triển tin sở hạ tầng tốt thu hút khu vực tư nhân đầu tư vào đất nước Trái lại với mong đợi Chính phủ, tham gia khu vực tư nhân không tăng lên chủ yếu khan nguồn lực Cho dù nguồn lực có đầy đủ khơng thể sử dụng hiệu nguyên nhân kinh tế phát triển bị kiểm sốt chặt chẽ Chính phủ Vì vậy, quốc gia phát triển chuyển từ phát triển sở hạ tầng sang phát triển kinh tế Tuy nhiên Chính phủ nắm giữ kinh tế nên khu vực tư nhân khơng thể có điều kiện tham gia vào công phát triển kinh tế mong đợi Chính phủ kiểm sốt lãi suất trần tín dụng, sở hữu ngân hàng định chế tài điều hành đất nước luật lệ cứng nhắc Do lãi suất danh nghĩa bị kiểm soát lãi suất thực mức âm nên tiết kiệm gia tăng Kết đầu tư không đạt mong đợi Điều làm cho kinh tế chậm phát triển McKinnon (1973) Shaw (1973) nhận định tượng áp chế tài đề xuất việc tự hóa hệ thống tài cho quốc gia Vì từ năm 1980, Ngân hàng giới Tổ chức Tiền tệ giới bắt đầu xem tự hóa tài cơng cụ để quốc gia phát triển thúc đẩy kinh tế tăng trưởng (Ngân hàng giới, 2005) Từ đó, kỷ nguyên tự hóa tài bắt đầu quốc gia phát triển với hỗ trợ công cụ tài Ngân hàng giới Tổ chức Tiền tệ giới Một số sách tự hóa vài quốc gia phát triển thực từ đầu năm 1980 đem đến kết ấn tượng Điều động lực để quốc gia phát triển khác thực tự hóa tài đất nước Tuy nhiên tự hóa tài khơng đem lại triển vọng cho quốc gia phát triển mà cịn ngun nhân tình trạng bất ổn tài -2- Khủng hoảng tài Châu Á năm 1997 kết tự hóa tài Tuy nhiên, tự hóa tài q trình diễn quốc gia phát triển Việt Nam không nằm ngồi xu hướng Việc thực thi sách tự hóa tài Việt Nam thực diễn từ năm 1996 Và trải qua thời gian dài thực hiện, q trình thực thi sách tự hóa tài Việt Nam mức độ nào, hồn tồn tự hóa chưa tự hóa phần; kinh tế tài Việt Nam có ổn định không? Căn vào lý này, tác giả lựa chọn đề tài “Đánh giá mức độ tự hóa tác động tự hóa tài đến bất ổn tài Việt Nam” làm đề tài nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Mặc dù, có nhiều nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm nghiên cứu tác động tự hóa tài đến bất ổn tài Tuy nhiên việc nghiên cứu mối quan hệ hai biến quy mơ quốc gia liệu việc áp dụng vào nghiên cứu Việt Nam có phù hợp khơng? Ngồi ra, nghiên cứu trước xem xét trình tự hóa tài sau q trình hồn thành Việc vơ tình bỏ sót việc đánh giá q trình tự hóa từ quốc gia bắt đầu thực thi sách Trên sở này, mục tiêu nghiên cứu đề tài bao gồm:  Nghiên cứu nhân tố tác động đến tính bất ổn tài Trong bao hàm tầm quan trọng việc xây dựng số làm công cụ đánh giá mức độ tự hóa tài  Trên sở nghiên cứu nhân tố tác động, tác giả xây dựng mơ hình định lượng để đánh giá tác động tự hóa đến bất ổn tài Việt Nam  Dựa vào phân tích nhận định, tác giả trình bày hạn chế hướng nghiên cứu cho đề tài -3- 1.3 Kết cấu đề tài Đề tài bao gồm 05 chương với kết cấu sau: Chương 1: Giới thiệu Phần tập trung trình bày lý thực đề tài mục tiêu nghiên cứu đề tài Chương 2: Tổng quan nghiên cứu Nội dung chương trình bày kết thực nghiệm tác động tự hóa tài đến bất ổn tài Chương 3: Phương pháp nghiên cứu Trên sở mục tiêu nghiên cứu xác đinh, tác giả trình bày phương pháp thực hiện, mơ hình nghiên cứu nguồn số liệu phương pháp thu thập số liệu Chương 4: Nội dung kết nghiên cứu Chương trình bày chi tiết kết thực nghiệm dựa nguồn số liệu phương pháp nghiên cứu xác định chương Chương 5: Kết luận Căn vào kết nghiên cứu trình bày chương 4, tác giả đưa nhận định, giải pháp cho mục tiêu nghiên cứu đề tài Trong phần tác giả trình bày mặt hạn chế hướng phát triển cho đề tài -4- CHƯƠNG - TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU 2.1 Quan điểm tích cực tự hóa tài Xu hướng thiên tự hóa tài phần xu hướng lớn hướng tới giảm bớt can thiệp trực tiếp nhà nước vào kinh tế Tuy nhiên, số quốc gia phát triển, tự hóa tài nỗ lực nhằm khỏi “sự áp chế tài chính” Việc từ áp chế tài đến tự hóa tài cổ vũ cơng trình nghiên cứu có ảnh hưởng McKinnon Shaw (1973) Theo McKinnon Shaw, áp chế tài thơng qua chế buộc tổ chức tài chi trả lãi suất thực thấp thường có giá trị âm làm giảm tiết kiệm tư nhân qua làm giảm nguồn lực dành để tích lũy vốn Xét theo góc độ này, tự hóa tài giúp quốc gia phát triển kích thích tiết kiệm nước tăng trưởng, đồng thời giảm phụ thuộc q mức vào dịng vốn nước ngồi Nghiên cứu McKinnon Shaw khơi dậy dòng nghiên cứu lớn mạnh nhằm phân tích tác động tích cực phát triển tài đến tăng trưởng kinh tế thơng qua tăng suất thay huy động tiết kiệm (Levine 1997) Nghiên cứu bao gồm số cơng trình thực nghiệm mối quan hệ phát triển tài tăng trưởng; hầu hết nghiên cứu nhận thấy đại lượng khác đo lường phát triển tài có tương quan đồng biến với tốc độ tăng trưởng GDP tương lai Từ cho thấy tự hóa tài chính, cách tăng cường phát triển tài chính, làm tăng tỷ lệ tăng trưởng dài hạn kinh tế (King Levine 1993) Tuy nhiên quan điểm tích cực tự hóa tài phần bị ảnh hưởng gia tăng rõ rệt tình trạng mỏng manh tài mà quốc gia phát triển phát triển trải qua năm 80 90 Phần luận văn trình bày nghiên cứu thực nghiệm tác động tự hóa tài đến bất ổn tài -44- Year IRD REB RRR ECC IPR SMR PSB EAL FLI Q3 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 Q4 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 2003Q1 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 Q2 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 Q3 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 Q4 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 2004Q1 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 Q2 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 Q3 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 Q4 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 2005Q1 0.1571 0 0.1244 0.1257 0 0.4072 Q2 0.1571 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.4857 Q3 0.1571 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.4857 Q4 0.1571 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.4857 2006Q1 0.1571 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.4857 Q2 0.1571 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.4857 Q3 0.1571 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.4857 Q4 0.1571 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.4857 2007Q1 0.1571 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 Q2 0.1571 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.8381 Q3 0.1571 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.8381 Q4 0.1571 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.8381 2008Q1 0.1571 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.8381 0.718 Q2 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q3 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q4 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 2009Q1 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 -45- Year IRD REB RRR ECC IPR SMR PSB EAL FLI Q2 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q3 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q4 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 2010Q1 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q2 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q3 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q4 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 2011Q1 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q2 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q3 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q4 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 2012Q1 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q2 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q3 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 Q4 0.1201 0 0.1244 0.1257 0.0785 0.2323 0.681 -46- PHỤ LỤC BẢNG SỐ LIỆU CỦA CÁC BIẾN TRONG GIAI ĐOẠN TỪ QUÝ 01/1996 ĐẾN QUÝ 04/2012  Year FIS LRR LnFIS LnLRR FLI 1996Q1 13.1429 0.167 2.5759 -1.7898 0.1244 Q2 18.2 0.156 2.9014 -1.8579 0.1244 Q3 15.6667 0.143 2.7515 -1.9449 0.1244 Q4 11.625 0.144 2.4532 -1.9379 0.1244 1997Q1 13.0882 0.1137 2.5717 -2.1745 0.1244 Q2 11.1429 0.113 2.4108 -2.1804 0.1244 Q3 10.8219 0.114 2.3816 -2.1716 0.1244 Q4 1.3333 0.099 0.2877 -2.3126 0.1244 1998Q1 1.25 0.066 0.2231 -2.7181 0.1244 Q2 15.7143 0.054 2.7546 -2.9188 0.1244 Q3 21.6667 0.064 3.0758 -2.7489 0.1244 Q4 14.4444 0.052 2.6703 -2.9565 0.1244 1999Q1 110 0.132 4.7005 -2.0250 0.1244 Q2 90 0.132 4.4998 -2.0250 0.1244 Q3 100 0.124 4.6052 -2.0875 0.1244 Q4 120 0.12 4.7875 -2.1203 0.1244 2000Q1 9.5455 0.108 2.2561 -2.2256 0.1244 -47- Year FIS LRR LnFIS LnLRR FLI Q2 7.3333 0.108 1.9924 -2.2256 0.1244 Q3 9.3333 0.104 2.2336 -2.2634 0.2815 Q4 8.7692 0.102 2.1712 -2.2828 0.2815 2001Q1 5.5714 0.0965 1.7177 -2.3382 0.2815 Q2 4.1579 0.0835 1.4250 -2.4829 0.2815 Q3 5.3333 0.08 1.6740 -2.5257 0.2815 Q4 6.75 0.0768 1.9095 -2.5666 0.2815 2002Q1 6.7961 0.0552 1.9164 -2.8973 0.2815 Q2 6.6355 0.0475 1.8924 -3.0470 0.2815 Q3 6.9307 0.075 1.9360 -2.5903 0.4072 Q4 6.8571 0.0748 1.9253 -2.5929 0.4072 2003Q1 2.9752 0.0841 1.0903 -2.4754 0.4072 Q2 3.0159 0.0645 1.1039 -2.7416 0.4072 Q3 0.3101 0.0754 -1.1709 -2.5846 0.4072 Q4 3.8852 0.0652 1.3572 -2.7308 0.4072 2004Q1 1.7969 0.0254 0.5860 -3.6730 0.4072 Q2 2.1212 0.0454 0.7520 -3.0922 0.4072 Q3 1.9118 0.0368 0.6480 -3.3023 0.4072 Q4 2.1642 0.0213 0.7720 -3.8490 0.4072 2005Q1 2.439 0.0287 0.8916 -3.5509 0.4072 Q2 2.4031 0.0288 0.8768 -3.5484 0.4857 -48- Year FIS LRR LnFIS LnLRR FLI Q3 2.6718 0.0308 0.9827 -3.4802 0.4857 Q4 2.6016 0.0333 0.9561 -3.4031 0.4857 2006Q1 2.437 0.0418 0.8908 -3.1761 0.4857 Q2 2.439 0.0418 0.8916 -3.1761 0.4857 Q3 2.0149 0.0418 0.7006 -3.1761 0.4857 Q4 2.6316 0.0418 0.9676 -3.1749 0.4857 2007Q1 1.0526 0.0318 0.0513 -3.4483 0.7180 Q2 1.125 0.0318 0.1178 -3.4483 0.8381 Q3 0.7143 0.0318 -0.3365 -3.4483 0.8381 Q4 1.1765 0.0318 0.1625 -3.4483 0.8381 2008Q1 2.1333 -0.0868 0.7577 0.0000 0.8381 Q2 -0.0236 0.6931 0.0000 0.6810 Q3 1.381 -0.019 0.3228 0.0000 0.6810 Q4 3.1818 -0.0892 1.1575 0.0000 0.6810 2009Q1 1.4286 0.0354 0.3567 -3.3410 0.6810 Q2 1.6154 0.0357 0.4796 -3.3326 0.6810 Q3 1.5 0.0419 0.4055 -3.1725 0.6810 Q4 1.8333 0.0398 0.6061 -3.2249 0.6810 2010Q1 1.9231 0.033 0.6539 -3.4112 0.6810 Q2 2.1212 0.0444 0.7520 -3.1145 0.6810 Q3 1.8462 0.0537 0.6131 -2.9249 0.6810 -49- Year FIS LRR LnFIS LnLRR FLI Q4 2.0155 0.0513 0.7009 -2.9693 0.6810 2011Q1 2.5893 0.0005 0.9514 -7.7063 0.6810 Q2 2.3077 0.0042 0.8362 -5.4727 0.6810 Q3 2.5424 -0.0109 0.9331 0.0000 0.6810 Q4 3.1193 -0.0316 1.1376 0.0000 0.6810 2012Q1 5.5224 0.063 1.7088 -2.7646 0.6810 Q2 5.5714 0.0487 1.7177 -3.0227 0.6810 Q3 5.0667 0.0349 1.6227 -3.3544 0.6810 Q4 5.1646 0.0323 1.6418 -3.4336 0.6810 -50- PHỤ LỤC KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH CỦA MƠ HÌNH  Kiểm định nghiệm đơn vị Sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) ADF để xác định chuỗi liệu có dừng hay khơng? Kết cho thấy tất chuỗi liệu không dừng chuỗi gốc, sau lấy sai phân bậc tất dừng Chi tiết sau:  Chuỗi LnFIS không dừng Null Hypothesis: LNFIS has a unit root Exogenous: None Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.609439 0.0932 Test critical values: -2.600471 -1.945823 -1.613589 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNFIS) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1996Q3 2012Q4 Included observations: 66 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LNFIS(-1) -0.082693 0.050134 -1.649439 0.1040 D(LNFIS(-1)) -0.205056 0.120727 -1.698508 0.0943 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.096635 Mean dependent var 0.082520 0.742865 35.31826 -73.01654 2.037438 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter  Chuỗi FLI không dừng Null Hypothesis: FLI has a unit root Exogenous: None Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) -0.019085 0.775553 2.273228 2.339582 2.299448 -51- Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* 0.841244 0.8902 -2.599934 -1.945745 -1.613633 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(FLI) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1996Q2 2012Q4 Included observations: 67 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob FLI(-1) 0.009607 0.011419 0.841244 0.4032 R-squared -0.023257 Mean dependent var Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat -0.023257 0.045764 0.138229 112.0797 1.633412 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 0.008307 0.045241 -3.315811 -3.282905 -3.302790  Chuỗi LnLRR không dừng Null Hypothesis: LNLRR has a unit root Exogenous: None Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.831527 0.3519 Test critical values: -2.601024 -1.945903 -1.613543 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNLRR) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1996Q4 2012Q4 Included observations: 65 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob LNLRR(-1) -0.039632 0.047662 -0.831527 0.4089 D(LNLRR(-1)) D(LNLRR(-2)) 0.050820 -0.436304 0.115124 0.115296 0.441441 -3.784207 0.6604 0.0003 R-squared 0.218083 Mean dependent var -0.022903 -52- Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.192860 1.076823 71.89197 -95.50627 2.051233 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 1.198588 3.030962 3.131318 3.070559  Chuỗi LnFIS dừng sai phân bậc Null Hypothesis: D(LNFIS) has a unit root Exogenous: None Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.33689 0.0000 Test critical values: -2.600471 -1.945823 -1.613589 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNFIS,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1996Q3 2012Q4 Included observations: 66 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(LNFIS(-1)) -1.242184 0.120170 -10.33689 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.621760 Mean dependent var 0.621760 0.752633 36.81964 -74.39037 2.050599 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter -0.004642 1.223769 2.284557 2.317733 2.297666  Chuỗi FLI dừng sai phân bậc Null Hypothesis: D(FLI) has a unit root Exogenous: None Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.584914 0.0000 Test critical values: -2.600471 -1.945823 -1.613589 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values -53- Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(FLI,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1996Q3 2012Q4 Included observations: 66 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(FLI(-1)) -0.800307 0.121536 -6.584914 0.0000 R-squared 0.400154 Mean dependent var Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.400154 0.045428 0.134140 110.9015 1.983412 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 0.000000 0.058655 -3.330349 -3.297172 -3.317239  Chuỗi LnLRR dừng sai phân bậc Null Hypothesis: D(LNLRR) has a unit root Exogenous: None Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.103698 0.0000 Test critical values: -2.601024 -1.945903 -1.613543 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNLRR,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 1996Q4 2012Q4 Included observations: 65 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(LNLRR(-1)) -1.428018 0.156861 -9.103698 0.0000 D(LNLRR(-1),2) 0.457777 0.112092 4.083955 0.0001 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.596567 Mean dependent var 0.590163 1.074183 72.69372 -95.86671 2.068388 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Kết kiểm định mối quan hệ đồng tích hợp Sample (adjusted): 1996Q4 2012Q4 Included observations: 65 after adjustments 0.000120 1.677926 3.011283 3.078187 3.037681 -54- Trend assumption: Linear deterministic trend Series: FLI LNFIS LNLRR Lags interval (in first differences): to Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized No of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic 0.05 Critical Value Prob.** None * 0.265233 30.04104 29.79707 0.0469 At most At most 0.125765 0.019373 10.00797 1.271585 15.49471 3.841466 0.2801 0.2595 Trace test indicates cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Kết cho thấy tồn mối quan hệ đồng tích hợp biến FLI, LnLRR LnFIS giá trị trace statistic < giá trị tới hạn mức ý nghĩa 5% Như điều kiện kiểm định Granger thỏa mãn ta tiến hành kiểm định Granger để xác định liệu có tồn mối quan hệ nhân biến hay không Kết kiểm định nhân Granger Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1996Q1 2012Q4 Lags: Null Hypothesis: D(FLI) does not Granger Cause D(LNFIS) Obs F-Statistic Prob 65 0.79448 0.4565 1.67346 0.1962 0.04857 0.9526 0.61168 0.5458 0.79567 0.4560 0.19829 0.8207 D(LNFIS) does not Granger Cause D(FLI) D(LNLRR) does not Granger Cause D(LNFIS) 65 D(LNFIS) does not Granger Cause D(LNLRR) D(LNLRR) does not Granger Cause D(FLI) D(FLI) does not Granger Cause D(LNLRR) 65 Kết cho thấy mối quan hệ nhân dài hạn biến FLI FIS, biến FIS biến LRR, biến LRR biến FLI Kết kiểm định mơ hình hồi quy Sử dụng mơ hình véc-tơ hiệu chỉnh sai số để kiểm định mối quan hệ tác động qua lại biến Ở luận văn đưa thêm biến giả thời gian vào mơ hình -55- kiểm định Theo giai đoạn từ quý 01/1996 đến quý 04/2007 mang giá trị D = giai đoạn từ quý 01/2008 đến quý 04/2012 mang giá trị D = Kết kiểm định mơ sau: Vector Error Correction Estimates Sample (adjusted): 1997Q1 2012Q4 Included observations: 64 after adjustments Standard errors in ( ) & *, ** có ý nghĩa mức 5%, 10% Cointegrating Eq: CointEq1 D(LNFIS(-1)) 1.000000 D(FLI(-1)) 9.270876 (2.78512) [ 3.32872] C -0.062990 Error Correction: D(LNFIS,2) D(FLI,2) CointEq1 -0.983826 -0.044616 D(LNFIS(-1),2) (0.27708) [-3.55070] -0.142146** (0.01675) [-2.66344] 0.029359 D(LNFIS(-2),2) (0.21941) [-0.64787] -0.107654 (0.01326) [ 2.21334] 0.006223* D(FLI(-1),2) (0.14153) [-0.76066] 6.780859** (0.00856) [ 0.72736] -0.253662* D(FLI(-2),2) (2.42861) [ 2.79208] 1.343110 (0.14683) [-1.72763] -0.167385 C (2.22379) [ 0.60397] 0.031715 (0.13444) [-1.24502] 0.001432** D01 (0.12826) [ 0.24726] -0.082683** (0.00775) [ 0.18465] 0.004635 D(LNLRR) (0.23007) [-0.35938] 0.056804 (0.01391) [-0.33320] -0.000946 (0.09185) [ 0.61843] (0.00555) [-0.17037] R-squared 0.583935 0.339701 Adj R-squared 0.531927 0.257164 -56- Sum sq resids S.E equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D dependent 40.39851 0.849354 11.22775 -76.08918 2.627787 2.897647 0.004959 1.241457 0.147658 0.051349 4.115728 103.4836 -2.983861 -2.714001 0.000000 0.059578 Determinant resid covariance (dof adj.) 0.001773 Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion 0.001358 29.64144 -0.363795 0.243391 Kết kiểm định cho thấy tự hóa tài có tác động đến tính bất ổn tài theo mối quan hệ thuận sau độ trễ, tức 1% mở rộng sách tự hóa làm gia tăng 1% tính bất ổn tài Ngồi ra, biến giả cho thấy có tác động nghịch chiều tính bất ổn tài nghĩa khủng hoảng kinh tế tài Mỹ xảy ra, Việt Nam thực biện pháp “siết chặt” tự hóa tài chính, điều làm cho tính bất ổn tài giảm Mức độ giải thích mơ hình 53.19% nghĩa mối quan hệ bền chặt Kiểm định phù hợp mơ hình  Phần dư FLI dừng Null Hypothesis: PHANDU_DFLI has a unit root Exogenous: None Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.659515 0.0000 Test critical values: -2.600471 -1.945823 -1.613589 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PHANDU_DFLI) Method: Least Squares Date: 01/08/14 Time: 04:26 Sample (adjusted): 1996Q3 2012Q4 Included observations: 66 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob -57- PHANDU_DFLI(-1) -0.811355 0.121834 -6.659515 R-squared 0.405572 Mean dependent var Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.405572 0.045245 0.133060 111.1682 1.976987 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 0.0000 9.82E-05 0.058684 -3.338430 -3.305254 -3.325321  Phần dư LnFIS dừng Null Hypothesis: PHANDU_DLNFIS has a unit root Exogenous: None Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.090674 0.0000 Test critical values: -2.601024 -1.945903 -1.613543 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PHANDU_DLNFIS) Method: Least Squares Date: 01/08/14 Time: 03:55 Sample (adjusted): 1996Q4 2012Q4 Included observations: 65 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(PHANDU_DLNFIS (-1)) 0.457290 0.112131 4.078184 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.595735 Mean dependent var -0.000472 0.589318 S.D dependent var 1.074168 Akaike info criterion 72.69167 Schwarz criterion Hannan-Quinn -95.86579criter 2.066681 1.676175 3.011255 3.078159 3.037653  Phần dư LnLRR dừng Null Hypothesis: PHANDU_DLNLRR has a unit root Exogenous: None Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=10) t-Statistic Prob.* -58- Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level -7.155146 -2.600471 -1.945823 -1.613589 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PHANDU_DLNLRR) Method: Least Squares Date: 01/08/14 Time: 03:58 Sample (adjusted): 1996Q3 2012Q4 Included observations: 66 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob PHANDU_DLNLRR (-1) -0.880645 0.123079 -7.155146 0.0000 R-squared 0.440583 Mean dependent var Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.440583 0.043914 0.125346 113.1390 1.976255 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 0.000332 0.058713 -3.398151 -3.364975 -3.385042 ... tài đánh giá mức độ tự hóa tác động tự hóa tài đến bất ổn tài Việt Nam Do đ? ?, phương pháp nghiên cứu bao gồm hai phần sau: 3.1.1 Phương pháp đánh giá mức độ tự hóa tài Để đánh giá mức độ tự hóa. .. hiện, trình thực thi sách tự hóa tài Việt Nam mức độ nào, hoàn toàn tự hóa chưa tự hóa phần; kinh tế tài Việt Nam có ổn định không? Căn vào lý này, tác giả lựa chọn đề tài ? ?Đánh giá mức độ tự hóa. ..BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM - NGUYỄN NGỌC YẾN TRANG ĐÁNH GIÁ MỨC ĐỘ TỰ DO HÓA VÀ TÁC ĐỘNG CỦA TỰ DO HĨA TÀI CHÍNH ĐẾN BẤT ỔN TÀI CHÍNH Ở VIỆT NAM Chun