Chương 4 : Kết quả nghiên cứu
4.3. Kết quả ước lượng các mơ hình
Trong phần này, luận văn trình bày kết quả ước lượng ảnh hưởng của độ mở thương mại và độ mở tài chính đến tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế. Trong đó, độ mở thương mại được đo lường bằng tỷ lệ (XK + NK)/GDP, độ mở tài chính đo lường bằng tỷ lệ FDI/GDP và LSCS đại diện cho CSTT. Kết quả ước lượng được trình bày trong bảng 4.7 chia làm 3 cột với cột (i), (ii) và (iii) là kết quả của mơ hình (2), (3) và (4) sau khi ước lượng bằng phương pháp OLS; bảng 4.8, cột (i), (ii) và (iii) là kết quả sau khi ước lượng sau khi khắc phục vấn đề tự tương quan khi ước lượng bằng phương pháp OLS bằng phương pháp GLS
tương ứng với mơ hình (2), (3) và (4) để thấy rõ ảnh hưởng của vấn đề tự tương quan trong mơ 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 mơ hình OLS
Biến Mơ hình OLS
(i) (ii) (iii)
GDP_growth(t – 1) -0,2139 (0,153) -0,1643 (0,286) -0,2107 (0,169) CPI_change(t – 1) 0,6925*** (0,007) 0,5750** (0,028) 0,6859*** (0,01) IR_change(t – 1) 0,4742*** (0,009) 0,1435* (0,056) 0,4650** (0,018) interact_TO (IR_change(t-1) *TO(t-1)) -0,2973*** (0,01) - -0,2837* (0,073) interact_FO (IR_change(t-1) *FO(t-1)) - -1,4375* (0,068) -0,1324 (0,899) R-squared 0,2752 0,2256 0,2754 Adj R-squared 0,2172 0,1637 0,2015
(Nguồn: tổng hợp từ các kết quả hồi quy) (Ghi chú: các dấu sao thể hiện mức ý nghĩa của mơ hình (*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%) của các hệ số tương quan, các giá trị trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê p-value).
Theo kết quả ước lượng bằng phương pháp OLS tại bảng 4.7, cột (i) trình bày kết quả ước lượng ảnh hưởng của độ mở thương mại đến tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế trong trường hợp khơng có độ mở tài chính, tức mơ hình (2). Trong trường hợp này, hệ số βiTO = -0,2973, có ý nghĩ thống kê ở mức 1%, cho thấy tác động độ mở thương mại đến ảnh hưởng của CSTT lên tăng trưởng kinh tế có tác động ngược chiều. Điều này có nghĩa rằng với mức LSCS khơng 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 trình bày ước lượng tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế dưới sự ảnh hưởng của độ mở tài chính, trong trường hợp khơng có độ mở thương mại, tức mơ hình (3) bằng phương pháp OLS. Hệ số βiFO = -1,4375 có ý
ngược chiều với tăng trưởng kinh tế. Như vậy, kết quả ước lượng tác động của từng độ mở nền kinh tế đến tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế phù hợp với giả thuyết của luận văn, khi LSCS không đổi, độ mở tài chính càng lớn, tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế sẽ càng yếu, với độ trễ t – 1.
Cột (iii) bảng 4.7 tiếp tục trình bày kết quả ước lượng mơ hình (4) bằng phương pháp OLS, tức ảnh hưởng đồng thời của độ mở thương mại và độ mở tài chính lên tác động của CSTT đến tăng trưởng kinh tế. Trong trường hợp này, hệ số βiTO và βiFO đều mang giá trị âm (-0,2873 và -0,1324), đều cho thấy ảnh hưởng của độ mở lên tác động của CSTT đến tăng trưởng kinh tế là ngược chiều, độ mở càng lớn, trong trường hợp LSCS không đổi, tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế sẽ càng yếu. Tuy nhiên trong cả 3 trường hợp ở cột (i), (ii) và (iii), tăng trưởng GDP ở kỳ trước tương quan âm nhưng khơng có ý nghĩa thống kê. Do mơ hình OLS xảy ra hiện tượng tự tương quan như đã kiểm định, nên kết quả ước lượng có thể khơng chính xác. Vì vậy, cần xem xét kết quả ước lượng theo 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 mơ hình GLS
Biến Mơ hình GLS
(i) (ii) (iii)
GDP_growth(t – 1) -0,2488* (0,073) -0,2473* (0,078) -0,2467* (0,078) CPI_change(t – 1) 0,6919*** (0,003) 0,5982** (0,014) 0,6835*** (0,004) IR_change(t – 1) 0,4759*** (0,004) 0,1512** (0,032) 0,4628** (0,011) interact_TO (IR_change(t-1) *TO(t-1)) -0,2968*** (0,006) - -0,2777* (0,061) interact_FO (IR_change(t-1) *FO(t-1)) - -1,4883** (0,043) -0,1840 (0,852) Prob > chi2 0,0004 0,0025 0,0009
(Ghi chú: các dấu sao thể hiện mức ý nghĩa của mơ hình (*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%), các giá trị trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê p- value. Mơ hình đã khắc phục hiện tượng tự tương quan).
Theo kết quả sau khi ước lượng bằng phương pháp GLS tại bảng 4.8, cột (i) thể hiện ảnh hưởng của độ mở thương mại đến tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế trong mơ hình (2) có mối quan hệ ngược chiều với nhau khi hệ số βiTO = -0,2968. Đây là kết quả đúng với kỳ vọng của luận văn. Trong quá trình hội nhập, độ mở nền kinh tế càng lớn, vai trò của CSTT trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế sẽ càng bị hạn chế (nếu LSCS không đổi). Điều này xuất phát từ việc nhập khẩu hàng hóa nước ngồi nhiều sẽ tác động đến giá cả hàng hóa trong nước, làm tăng giá các loại hàng hóa trong nước sản xuất bằng nguyên vật liệu nhập khẩu và giảm cầu hàng hóa trong nước. Tổng cầu giảm ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế, từ đó cho thấy vai trò của CSTT trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế sẽ bị suy giảm. Qua đó cho thấy, với một mức LSCS không đổi, khi độ mở thương mại càng tăng, tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế sẽ càng yếu.
Tương tự, kết quả cột (ii) theo bảng 4.8 cho thấy mối tương quan ngược chiều của độ mở tài chính đến tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế trong mơ hình (3) khi βiFO = -1,4883. Đây là kết quả đúng như kỳ vọng của luận văn, khi độ mở tài chính càng tăng, với một mức LSCS khơng đổi thì tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế sẽ càng yếu. Nhắc lại về lý thuyết bộ ba bất khả thi, Krugman (1979) và Frankel (1999) cho rằng một quốc gia không thể đạt được cùng lúc các mục tiêu cố định tỷ giá, độc lập tiền tệ (CSTT) và hội nhập tài chính. Nghiên cứu của Đinh Thị Thu Hồng (2015) về bộ ba bất khả thi tại Việt Nam có kết luận rằng Việt Nam đang hướng đến sự chọn lựa trung gian cho các chính sách, khơng thực sự theo đuổi tuyệt đối và cũng khơng từ bỏ hồn tồn bất kỳ một mục tiêu nào của bộ ba chính sách. Cơ chế tỷ giá của Việt Nam là cơ chế neo tỷ giá có điều chỉnh theo biên độ, vì vậy hai mục tiêu cịn lại là độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính khơng thể đạt được cùng lúc một cách tuyệt đối. Việc đánh đổi giữa
các mục tiêu là không tránh khỏi. Theo Tô Trung Thành (2014) trong báo cáo kinh tế vĩ mô năm 2014, mức độ độc lập về CSTT tại Việt Nam đã giảm mạnh,
phản ánh các biện pháp trung hịa dịng vốn của NHNN chưa có hiệu quả cao. Vì
vậy, dựa trên kết quả nghiên cứu từ số liệu thực tế, có thể nói rằng tại Việt Nam, khi độ mở tài chính càng lớn, độc lập trong CSTT sẽ càng yếu với chế độ neo tỷ giá có điều chỉnh.
Cột (iii) bảng 4.8 trình bày ảnh hưởng của độ mở thương mại và độ mở tài chính đến tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế, mơ hình (4). Theo bảng 4.8, βiTO = -0,2777 và βiFO = -0,1840 cho thấy mối quan hệ nghịch biến giữa độ mở thương mại và độ mở tài chính đến nền kinh tế khi kết hợp hai độ mở. Kết quả này nhất quán với kết quả theo phương pháp OLS, kỳ vọng của luận văn và các nghiên cứu khác trên thế giới, như Yucel (2009) tại Thổ Nhĩ Kỳ hay Wei (2015) tại các quốc gia châu Á. Tuy nhiên, về mặt thống kê, độ mở tài chính khơng có ý nghĩa thống kê khi p-value = 0,852 > 0,05. Điều này chứng tỏ tuy có mối quan hệ ngược chiều (do hệ số hồi quy âm), nhưng với một mức LSCS không đổi, độ mở tài chính khơng có tác động đến ảnh hưởng CSTT đối với tăng trưởng kinh tế khi xem xét chung với độ mở thương mại.
Nhiều nghiên cứu trên thế giới có cùng quan điểm về mối quan hệ giữa độ mở thương mại và tài chính đối với tăng trưởng kinh tế. Theo nghiên cứu của Aizenman (2003), mở cửa thương mại sẽ tạo ra chuyển động vốn bất hợp pháp thơng qua các hóa đơn XNK, vì vậy việc cắt giảm dòng vốn bất hợp pháp đòi hỏi phải có nguồn lực để giám sát và thực thi các biện pháp kiểm sốt vốn hiện có. Điều này ngụ ý rằng mở cửa thương mại chắc chắn sẽ dẫn đến mở cửa tài chính, nhưng sẽ làm tăng chi phí nợ cơng. Do đó, mở cửa tài chính địi hỏi phải tái cấu trúc tài chính vì khi độ mở thương mại lớn sẽ làm tăng chi phí của việc thực thi kiểm soát vốn và kiềm hãm độ mở tài chính. Một nghiên cứu khác của Aizenman và Noy (2004) tiếp tục có kết luận rằng khi mở cửa một cách tự do và toàn diện hơn dẫn đến vai trị thực tế của độ mở tài chính sẽ thấp hơn khi kiểm sốt thu nhập, chính sách kinh tế vĩ mô (lạm phát và thặng dư ngân sách), lãi suất và mở
cửa thương mại. Baltagi, Demetriades và Law (2009) cho rằng những tác động của sự mở cửa thương mại ảnh hưởng tiêu cực đến mức độ mở cửa tài chính và ngược lại. Mặc dù các nền kinh tế có thể có lợi nhất bằng cách mở cửa cả thương mại và tài chính, nhưng việc mở một trong hai vẫn có thể mang lại nhiều lợi ích. Yanikkaya (2000) cịn cho rằng dịng vốn FDI và thương mại là sự thay thế chặt chẽ lẫn nhau ở các nước phát triển nhưng mối quan hệ này ít rõ ràng hơn đối với các nước đang phát triển. Một lời giải thích khả dĩ cho kết quả này là vốn FDI thường chảy vào các nước phát triển để thiết lập sự hiện diện của thị trường địa phương ở các nước sở tại, trong khi các công ty đa quốc gia lại đầu tư trực tiếp (FDI) vào các nước đang phát triển để phục vụ một thị trường lớn hơn gần với các nước chủ nhà. Prasad và Rajan (2008) có cùng quan điểm khi đề cập rằng mở cửa thương mại thực chất là một hình thức tự do hóa tài khoản vốn vì nó cung cấp một con đường đơn giản để giảm thiểu các hạn chế tài khoản vốn. Chẳng hạn, thơng qua các hóa đơn xuất khẩu, một nhà xuất khẩu có thể chuyển tiền vào quốc gia quê nhà của mình, bằng cách tạo ra dịng vốn chảy vào bằng hình thức xuất khẩu lớn hơn giá trị xuất khẩu thực tế của thị trường. Sự gia tăng của các công ty đa quốc gia và các công ty con thuộc sở hữu nước ngoài đã làm cho điều này dễ dàng hơn nhiều. Tương tự, các hóa đơn nhập khẩu cũng có thể là một cách để chuyển tiền ra khỏi một quốc gia. Arteta, Eichengreen và Wyplosz (2001) cũng có quan điểm thừa nhận tác động tích cực của độ mở thương mại đến tăng trưởng, nhưng ảnh hưởng của độ mở tài chính khơng phụ thuộc vào độ mở thương mại. Thay vào đó, độ mở tài chính phụ thuộc vào sự thiếu cân bằng kinh tế vĩ mơ. Khi đó, tự do hóa tài khoản vốn có khả năng gây tổn hại đến nền kinh tế tương đương với lợi ích mà mở cửa tài chính mang lại. Nghiên cứu của Mujahid và Alam (2014) cũng có cùng quan điểm khi kết luận rằng độ mở thương mại tác động đến cả biến động sản lượng và đầu tư trong khi độ mở tài chính chỉ tác động đến sự biến động đầu tư. Dựa trên các nghiên cứu trước đây, độ mở tài chính và độ mở thương mại có mối quan hệ ngược chiều và có thể thay thế lẫn nhau trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Như vậy, kết quả theo cột (iii) bảng 4.8, độ mở tài chính khơng có
ý nghĩa khi xem xét ảnh hưởng kết hợp độ mở thương mại đến tác động của CSTT đối với tăng trưởng kinh tế phù hợp với các nghiên cứu thực tiễn trước đây.
Ngoài ra, biến trễ của biến phụ thuộc tăng trưởng GDP trong tất cả các trường hợp này có hệ số βiy = -0,2488; -0,2473* và -0,2467 (bảng 4.8), có ý nghĩa thống kê ở mức 10%, cho thấy tăng trưởng kinh tế kỳ trước làm giảm tăng trưởng kinh tế kỳ này. Đây là kết quả ước lượng từ số liệu thực tế, tăng trưởng GDP ở các quý liên tiếp khơng phải là sự tăng trưởng dương, ví dụ tăng trưởng GDP quý 3/2005 là -0.0104 (giảm 10,4%) so với quý 2/2005. Kết quả này đồng nhất với nghiên cứu của Berument và Dorgan (2003) khi tác giả nghiên cứu tại Thổ Nhĩ Kỳ với dữ liệu từ quý 1/1987 đến quý 1/2001. Bên cạnh đó, hệ số hồi quy của sự thay đổi chỉ số CPI (βiCPI) mang các giá trị dương, thể hiện mối quan hệ cùng chiều giữa sự thay đổi CPI và tăng trưởng GDP. CPI thể hiện tỷ lệ gia tăng của mức giá trong nền kinh tế, vì vậy sẽ tác động đến GDP theo cách đo lường bằng 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, 2005), mức giá quý trước sẽ tác động làm tăng GDP quý này. Kết quả này tương tự với nghiên cứu của Ekpo và Effiong (2017) khi giá dầu tương quan dương với tỷ lệ tăng trưởng GDP.
Như vậy, kết quả nghiên cứu ở các phương pháp ước lượng đều đúng với kỳ vọng của luận văn, độ mở nền kinh tế (thương mại và tài chính) càng lớn sẽ làm suy yếu tác động của CSTT lên tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam. Kết quả này cũng nhất quán với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây tại các quốc gia khác nhau trên thế giới có cùng chủ đề như Karras (1999, 2001), Berument và Dogan (2003), Isik và Acar (2006) hay Popov (2011). Qua đó cho thấy tác động ngược chiều của độ mở kinh tế đến ảnh hưởng của CSTT lên tăng trưởng kinh tế khá đồng nhất ở nhiều mẫu nghiên cứu khác nhau, nhiều quốc gia khác nhau và trong nhiều giai đoạn khác nhau.
Bảng 4.9 So sánh kết quả nghiên cứu với các nghiên cứu khác có liên quan
Tác giả Đối tượng Thời gian
Tác động của độ mở đến mối quan hệ giữa CSTT và
tăng trưởng kinh tế Các nghiên cứu sử dụng cùng mơ hình do Karras (1999) xây dựng
Karras (1999) 38
quốc gia 1953 – 1990 Ngược chiều
Karras (2001) 8 quốc gia Q1/1960 – Q4/1993 Ngược chiều Berument và Dogan (2003) Thổ Nhĩ Kỳ Q1/1987 – Q1/2001 Ngược chiều Isik và Acar (2006) 42
quốc gia 1990 – 2000 Ngược chiều
Berument, Konac, và Senay (2007) 29 quốc gia Q2/1957
– Q4/2003 Phụ thuộc nhiều yếu tố khác Ekpo và
Effiong (2017)
37 quốc gia
châu Phi 1990 – 2015 Cùng chiều
Nghiên cứu này Việt Nam Q1/2004
– Q4/2017 Ngược chiều
Các nghiên cứu sử dụng các mơ hình khác hoặc khơng xem xét đến tác động của CSTT
Popov (2011) 53
quốc gia Hơn 45 năm Cùng chiều
Mujahid và
Alam (2014) Pakistan 1970 – 2010 Ngược chiều
(Nguồn: Tổng hợp của tác giả)
Chương 4 đã trình bày kết quả nghiên cứu của luận văn. Bằng phương pháp ước lượng GLS, kết quả nghiên cứu đúng với kỳ vọng của luận văn, tại Việt Nam, tác động của CSTT đến tăng trưởng kinh tế sẽ càng yếu khi độ mở cửa độ mở thương mại và độ mở tài chính của nền kinh tế càng lớn. Kết quả nghiên cứu phù hợp với phần lớn các lý thuyết và nghiên cứu thực nghiệm tại các quốc gia khác trên thế giới.