Nguồn : Trích xuất dữ liệu Eviews 8
Nghiên cứu chứng minh được có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mơ hình trong dài hạn ở mơ hình trên nên chúng ta có thể sử dụng kết quả hàm phản ứng xung IRF (Impulse Respone Function) để xem xét trạng thái của biến sự phát triển tài chính đo lường bằng tỷ lệ tín dụng được phân bổ cho các doanh nghiệp tư nhân trên tổng tín dụng trong nước (LNPRV) khi biến này tiếp nhận những tác động bất thường (shocks) từ biến độ mở thương mại TO và độ mở tài chính FO trong 10 kỳ tiếp theo. Kết quả hàm phản ứng xung của biến LNPRV đối với LNTO cho thấy độ mở thương
mại ảnh hưởng tiêu cực nhưng khơng rõ rệt đến tỷ lệ tín dụng được phân bổ cho các
đến năm thứ 3 sẽ có ảnh tích cực rõ rệt. Kết quả hàm phản ứng xung của biến LNPRV đối với LNFO cho thấy độ mở tài chính khơng ảnh hưởng rõ rệt đến tỷ lệ tín dụng được phân bổ cho các doanh nghiệp tư nhân trên tổng tín dụng trong nước trong năm đầu
tiên, tuy nhiên sẽ có ảnh hưởng tiêu cực rõ rệt ở năm thứ 2 nhưng sau đó lại giảm dần
mức độ ảnh hưởng từ năm thứ 3.
+ Thứ tư, khi sự phát triển tài chính đo lường bằng tỷ lệ của tổng số tiền cho vay
và tiền gửi trong hệ thống tài chính trên GDP danh nghĩa, ký hiệu FIR.
Kết quả hồi quy mơ hình VECM cho thấy khơng tìm thấy chứng cứ thống kê thể
hiện sự tác động của độ mở thương mại, độ mở tài chính đến sự phát triển tài chính hay
tỷ lệ của tổng số tiền cho vay và tiền gửi trong hệ thống tài chính trên GDP danh nghĩa với mức ý nghĩa thống kê 5%. Các biến kiểm soát bao gồm GDP thực (LNGDP), tỷ lệ sản lượng công nghiệp của khu vực nhà nước chia cho tổng sản lượng công nghiệp (LNSTATE), và lệ người được đi học trong độ tuổi đi học (LNENROLL) có tác động
tiêu cực đến tỷ lệ của tổng số tiền cho vay và tiền gửi trong hệ thống tài chính trên
GDP danh nghĩa với mức ý nghĩa 5%. Biến kiểm sốt cịn lại là chi tiêu chính phủ
(LNGOV) tác động tích cực đến sự phát triển tài chính hay tỷ lệ của tổng số tiền cho
-.001 .000 .001 .002 .003 .004 .005 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFIR to LNFIR
-.001 .000 .001 .002 .003 .004 .005 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFIR to LNT O -.001 .000 .001 .002 .003 .004 .005 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFIR to LNFO
-.001 .000 .001 .002 .003 .004 .005 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFIR to LNFOLNT O
-.08 -.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNT O to LNFIR -.08 -.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNT O to LNT O -.08 -.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNT O to LNFO -.08 -.04 .00 .04 .08 .12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNT O to LNFOLNT O -.10 -.05 .00 .05 .10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFO to LNFIR
-.10 -.05 .00 .05 .10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFO to LNT O -.10 -.05 .00 .05 .10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFO to LNFO
-.10 -.05 .00 .05 .10 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFO to LNFOLNT O
-1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFOLNT O to LNFIR
-1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFOLNT O to LNT O -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFOLNT O to LNFO
-1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of LNFOLNT O to LNFOLNT O
Response to Cholesky One S.D. Innov ations
Hình 4.7. Hàm phản ứng xung mơ hình 4
Nguồn : Trích xuất dữ liệu Eviews 8
Nghiên cứu chứng minh được có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong
mơ hình trong dài hạn ở mơ hình trên nên chúng ta có thể sử dụng kết quả hàm phản
ứng xung IRF (Impulse Respone Function) để xem xét trạng thái của biến sự phát triển tài chính đo lường bằng tổng số tiền cho vay và tiền gửi trong hệ thống tài chính trên GDP danh nghĩa (LNFIR) khi biến này tiếp nhận những tác động bất thường (shocks)
từ biến độ mở thương mại TO và độ mở tài chính FO trong 10 kỳ tiếp theo. Kết quả
hàm phản ứng xung của biến LNFIR đối với LNTO cho thấy, sự mở cửa thương mại sẽ
không tác động rõ rệt đến tổng số tiền cho vay và tiền gửi trong hệ thống tài chính trên GDP danh nghĩa trong năm đầu tiên, nhưng từ năm thứ 2 sẽ ảnh hưởng tiêu cực rõ rệt.
sẽ không ảnh hưởng nhiều đến tổng số tiền cho vay và tiền gửi trong hệ thống tài chính trên GDP danh nghĩa trong 5 năm đầu và có ảnh hưởng tiêu cực rõ rệt từ năm thứ 6.
4.3 Kết quả nghiên cứu
Nghiên cứu về mối quan hệ giữa độ mở thương mại và độ mở tài chính, sự phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế Việt Nam, Tác giả sử dụng các dữ liệu tài chính quốc gia từ năm 1990 đến năm 2017 (28 năm) như vậy tương ứng với 28 mẫu nghiên cứu. Số mẫu nghiên cứu là phù hợp để thực hiện định lượng các vấn đề nghiên cứu với phần mềm EVIEWS 8 bằng việc phân tích mơ hình VECM đối với mơ hình các nhân tố được đề xuất bởi Chengsi Zhang, Yueteng Zhu, Zhe Lu (2015), sử dụng các kiểm định đơn vị ADF, kiểm định quan hệ nhân quả Granger causibility, kiểm định đồng liên kết, phân tích hàm phản ứng xung IRF. Kết quả thu được như sau:
Đối với mơ hình xem xét sự phát triển tài chính đo lường bằng tỷ lệ tổng dư nợ trong hệ thống tài chính (bao gồm cả ngân hàng và phi ngân hàng tổ chức tài chính), ký
hiệu DEBT. Kết quả hồi quy mơ hình VECM cho thấy chưa có bằng chứng thống kê rõ
ràng thể hiện độ mở thương mại và độ mở tài chính có tác động đến sự phát triển tài
chính. Trong dài hạn khi đón nhận những cú sốc từ độ mở thương mại và độ mở tài
chính, sự phát triển tài chính hay dự nợ trong hệ thống tài chính sẽ có phản ứng tiêu
cực
Đối với mơ hình xem xét sự phát triển tài chính đo lường bằng tỷ lệ của tổng số tiền tiết kiệm hộ gia đình trên GDP danh nghĩa, ký hiệu SAV. Kết quả nghiên cứu cho thấy chưa có bằng chứng thống kê rõ ràng độ mở thương mại và độ mở tài chính có tác động đến sự phát triển tài chính. Trong dài hạn độ mở thương mại và độ mở tài chính
có tác động tiêu cực đến sự phát triển tài chính hay tổng số tiền tiết kiệm hộ gia đình
trên GDP danh nghĩa khi đón nhận những cú sốc.
Đối với mơ hình xem xét sự phát triển tài chính đo bằng tỷ lệ tín dụng được
quả nghiên cứu cho thấy độ mở thương mại có tác động tiêu cực trong ngắn hạn đến sự phát triển tài chính hay tỷ lệ tín dụng phân bổ cho khu vực tư nhân trong hệ thống tài
chính ở mức ý nghĩa 5%. Trong dài hạn sự phát triển tài chính có tương quan dương rõ
rệt với độ mở thương mại khi đón nhận những cú sốc. Kết quả này phù hợp với Kim và
cộng sự (2009). Kết quả nghiên cứu còn cho thấy trong chưa có bằng chứng thống kê
rõ ràng thể hiện độ mở tài chính có tác động đến sự phát triển tài chính. Trong dài hạn
sự phát triển tài chính sẽ phản ứng tiêu cực đối với những cú sốc từ độ mở tài chính.
Đối với mơ hình xem xét sự phát triển tài chính đo lường bằng tỷ lệ của tổng số tiền cho vay và tiền gửi trong hệ thống tài chính trên GDP danh nghĩa, ký hiệu FIR. Kết quả nghiên cứu cho thấy chưa có bằng chứng thống kê rõ ràng thể hiện độ mở thương mại và độ mở tài chính có tác động đến sự phát triển tài chính. Trong dài hạn
sự phát triển tài chính hay tổng số tiền cho vay và tiền gửi trong hệ thống tài chính trên
GDP danh nghĩa sẽ phản ứng tiêu cực từ việc mở thương mại và độ mở tài chính.
Tóm tắt chương 4
+ Sau khi phân tích mơ hình VECM, tác giả thu được các kết quả đáng tin cậy
như sau:
Nội dung Sự phát triển tài chính FD đo lường bằng biến quy mơ (
DEBT, SAV, FIR)
Sự phát triển tài chính FD đo lường bằng biến hiệu quả
(PRV) Tác động của
TO lên FD Khơng có bằng chứng thơng kê Tiêu cực
Tác động của
+ Phân tích hàm phản ứng đẩy IRF có kết quả như sau:
Nội dung lường bằng biến quy mô ( DEBT, Sự phát triển tài chính FD đo SAV, FIR)
Sự phát triển tài chính FD đo lường bằng biến hiệu quả
(PRV) Sự phản ứng
của FD khi nhận cú sốc từ TO
Ít có phản ứng trong năm đầu tiên, ảnh hưởng tiêu cực nhưng không rõ rệt từ năm thứ 2
Phản ứng tiêu cực nhưng
không rõ rệt trong 2 năm đầu
tiên, phản ứng tích cực rõ rệt từ năm thứ 3 Sự phản ứng của FD khi nhận cú sốc từ FO
Ít có phản ứng trong năm đầu tiên, ảnh hưởng tiêu cực nhưng không rõ rệt từ năm thứ 2
Ít phản ứng trong năm đầu tiên, nhưng phản ứng tiêu cực
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1 Kết luận
Nghiên cứu về mối quan hệ giữa độ mở thương mại và độ mở tài chính, sự phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế Việt Nam, sử dụng các dữ liệu tài chính quốc gia từ năm 1990 đến năm 2017. Thực hiện định lượng các vấn đề nghiên cứu với phần mềm EVIEWS 8 bằng việc phân tích mơ hình VECM đối với mơ hình các nhân tố được đề xuất bởi Chengsi Zhang , Yueteng Zhu , Zhe Lu (2015), kết hợp với việc kiểm định nhân quả Granger và phân tích hàm phản ứng xung, bài nghiên cứu đã phần nào đạt được mục tiêu nghiên cứu đề ra ban đầu. Cụ thể, kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tại Việt Nam:
+ Độ mở thương mại có tác động tiêu cực đến sự phát triển tài chính hay tỷ lệ tín dụng phân bổ cho khu vực tư nhân trong hệ thống tài chính (PRV) ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả này phù hợp với Kim và cộng sự (2009). Điều này phù hợp với giai đoạn phát triển nền kinh tế Việt Nam từ 1990-2017. Lý do vì khi Việt Nam nhập khẩu tài chính chun sâu hàng hóa hơn là phát triển hệ thống tài chính của riêng mình. Tín dụng cho khu vực tư nhân trong hệ thống tài chính chịu ảnh hưởng nhiều từ các chính
sách tiền tệ và cơ chế phân bổ tín dụng theo chỉ định ưu tiên cho các tập đoàn kinh tế
nhà nước. Trong trường hợp của Việt Nam, độ mở thương mại cao chỉ đơn thuần phản
ánh tính chất gia cơng của hoạt động sản xuất trong nước chứ khơng có nghĩa chúng ta có nền kinh tế hội nhập và tự do hóa thương mại cao hơn.
+ Khơng có bằng chứng thống kê về tác động của độ mở thương mại đối với sự
phát triển tài chính đo lường bằng các biến quy mô (DEBT, SAV, FIR).
+ Khơng có bằng chứng thống kê về tác động của độ mở tài chính lên sự phát
+ Phản ứng của biến phát triển tài chính được đo lường bằng các chỉ số hiệu quả (PRV) là rõ rệt hơn so với khi được đo lường bằng các chỉ số về quy mô (DEBT, SAV,
FIR) khi chịu sự tác động từ các cú sốc bên ngồi từ độ mở tài chính và độ mở thương
mại.
5.2 Hạn chế nghiên cứu
Trong quá trình nghiên cứu của tác giả gặp khơng ít khó khăn về thời gian, lược khảo các tài liệu tham khảo, hệ thống cơ sở lý thuyết đối với độ mở thương mại, sự phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế vẫn cịn hạn chế. Các biến đưa vào mơ hình
vẫn chưa phù hợp với thực trạng của nền kinh tế Việt Nam. Do đó nghiên cứu này chỉ
phản ánh một phần nào đó về mối quan hệ giữa các yếu tố này. Trong thời gian tới, tác giả sẽ đầu tư thời gian, kinh phí, mở rộng quy mơ mẫu nghiên cứu lớn hơn, bổ sung lý thuyết nghiên cứu, nghiên cứu thêm các cơng trình nghiên cứu có liên quan trong nước và quốc tế để tìm ra các nhân tố mới và mơ hình phù hợp hơn nữa để nghiên cứu mối
quan hệ giữa độ mở thương mại, độ mở tài chính và sự phát triển tài chính tại Việt
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
Aizenman và Noy (2003). On the two way feedback between financial and trade openness (N 10496). National Bureau of Economic Research.
Andrianova et al., (2008). Endogennous financial and trade openness. Review of Developme Economics, 13 (2), 175-189.
Arellano và Bond (1991). Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and application to employment equations. The review of economic studies, 58(2), 277-297.
Asongu (2010). Bank efficiency and openness in Africa: do income levels matter?
Baltagi et al. (2009). Financial development and openness: Evidence from panel data. Journal development economics, 89(2), 285-296.
Braun and Raddatz, 2005. Finance and the Business Cycle: International, Inter Industry Evidence Chengsi Zhang , Yueteng Zhu , Zhe Lu (2015). Trade openness, financial openness, and financial development in China,
EconPaper, https://econpapers.repec.org/article/eeejimfin/v_3a59_3ay_3a2015_3ai_3ac_3ap_3a28
309.htm.
Chinn and Ito (2006). What matters for financial development? Capital controls, institutions, an interactions. Journal of development economics, 81(1), 163-192.
Do, Q. T., & Levchenko, A.A. (2004). Trade and financial development. World Bank Poli Research Working Paper, (3347).
Eichengreen và Leblang (2008). Democracy and Globalization. Economics and Politics, 2008, vo 20, issue 3, 289-334.
Girma and Shortland, 2008). The political economy of financial development. Oxford Econom Papers, 60(4), 567-596.
Kaminsky (2003). Short-run pain, long-run gain: the effects of financial liberalization (No.w9787 National Bureau of Economic Research.
Kim và cộng sự (2010). Dynamic effects of trade openness on financial development. Econom Modelling, 27(1), 254-261.
Levine, R, Loayza, N., & Beck, T. (2000). Financial intermediation and growth: Causality an causes. Journal of monetary Economics, 46 (1), 31-77.
Marelli và Signorelli (2011). China and India: Openness, Trade and Effects on Economic Growt European Journal of Comparative Economics, 2011, vol. 8.
Rajan và Zingales (2003). The great reversals: the politics of financial development in the twentie century. Journal of financial economics, 69(1), 5-50.
Yanikkaya (2003). Trade openness and economic growth: a cross-country empirical investigatio Journal of Development Economics, 2003, vol. 72, issue 1, 57-89
Zhang, C., Zhu, Y., & Lu, Z. (2005). Trade openness, financial openness, and financial developme in China. Joural of International Money and Finace, 59, 287-309.
PHỤ LỤC
Null Hypothesis: LNTO has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.308920 0.4143
Test critical values: 1% level -4.374307
5% level -3.603202
10% level -3.238054
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNTO)
Method: Least Squares Date: 08/15/18 Time: 20:34 Sample (adjusted): 1991 2017
Included observations: 27 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LNTO(-1) -0.387266 0.167726 -2.308920 0.0307
C -1.074124 0.469054 -2.289978 0.0320
@TREND("1990") 0.004673 0.003134 1.490934 0.1502
R-squared 0.195150 Mean dependent var 0.007423
Adjusted R-squared 0.121982 S.D. dependent var 0.093983
S.E. of regression 0.088065 Akaike info criterion -1.909318
Sum squared resid 0.170619 Schwarz criterion -1.763053
Log likelihood 26.86648 Hannan-Quinn criter. -1.868751
F-statistic 2.667142 Durbin-Watson stat 1.864144
Null Hypothesis: LNFO has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=2)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.095119 0.1289
Test critical values: 1% level -4.374307
5% level -3.603202
10% level -3.238054
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNFO)
Method: Least Squares