Phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển luận văn thạc sĩ

Gi ớ i thi ệ u

Tăng trưởng kinh tế bền vững là mục tiêu hàng đầu và thước đo tiến bộ của mỗi quốc gia, chịu ảnh hưởng từ nhiều yếu tố kinh tế vĩ mô, đặc biệt là phát triển tài chính Các thể chế tài chính đóng vai trò quan trọng trong việc nâng cao hiệu quả và giảm chi phí giao dịch, cung cấp dịch vụ tài chính cho tất cả các ngành và khu vực Theo Levine (1997), các trung gian tài chính phân bổ nguồn vốn hiệu quả, góp phần nâng cao hiệu quả kinh tế và thúc đẩy tăng trưởng Hệ thống tài chính hoạt động hiệu quả không chỉ giảm chi phí giao dịch mà còn tăng độ sâu tài chính, từ đó khuyến khích tiết kiệm và đầu tư Qua đầu tư, nguồn vốn tích lũy sẽ tạo ra tăng trưởng kinh tế, trong khi việc sàng lọc và hỗ trợ các dự án hiệu quả thông qua hệ thống tài chính tốt sẽ gia tăng hiệu quả sử dụng vốn, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

Phát triển tài chính đóng vai trò quan trọng trong tăng trưởng kinh tế, đã thu hút nhiều nghiên cứu trong những thập kỷ gần đây Tuy nhiên, các nghiên cứu này lại cho thấy quan điểm khác nhau về mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các quốc gia và khu vực khác nhau Vấn đề này vẫn đang gây nhiều tranh luận trong giới học thuật Việc hiểu rõ tác động của phát triển tài chính sẽ giúp các nhà hoạch định chính sách có định hướng rõ ràng hơn cho chiến lược phát triển quốc gia và khu vực Do đó, tôi chọn nghiên cứu về "Phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển" để làm đề tài nghiên cứu của mình.

Nghiên cứu này nhằm xác định vai trò của phát triển tài chính trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, đồng thời chỉ ra các yếu tố quan trọng đại diện cho phát triển tài chính có ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển.

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy bảng với ba mô hình: hồi quy gộp (pooled regression), mô hình hiệu ứng cố định (fixed effects model - FEM) và mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên (random effects model - REM) để ước tính các hệ số hồi quy Mục tiêu là xác định mô hình hồi quy hiệu quả nhất nhằm phân tích vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển trong giai đoạn từ năm 1997 đến nay.

2012 thông qua các câu hỏi nghiên cứu sau:

+ Phát triển tài chính có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển hay không?

Bài nghiên cứu này khám phá các yếu tố quan trọng trong phát triển tài chính và tác động của chúng đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển Phần hai tổng hợp các kết quả nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế Phần ba trình bày phương pháp nghiên cứu, bao gồm mô hình nghiên cứu, phương pháp ước lượng và cách thức lấy mẫu Nội dung và kết quả nghiên cứu được trình bày chi tiết trong phần bốn Cuối cùng, phần năm đưa ra kết luận, đồng thời nêu rõ các hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo.

T ổ ng quan các nghiên c ứu trước đây

Lý thuy ế t n ề n

Tăng trưởng kinh tế là sự gia tăng về chất lượng, số lượng, tốc độ và quy mô của nền kinh tế trong một thời kỳ nhất định, và là mục tiêu hàng đầu của nhiều quốc gia, đặc biệt là các nước đang phát triển Quy mô và tốc độ tăng trưởng kinh tế chịu ảnh hưởng từ nhiều yếu tố như vốn đầu tư, lao động, khoa học công nghệ, tự do hóa dòng vốn, và nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) Trong số đó, phát triển tài chính đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, thể hiện qua sự hình thành và phát triển của hệ thống tài chính.

Hệ thống tài chính hiệu quả thúc đẩy cải tiến công nghệ bằng cách hỗ trợ các doanh nghiệp triển vọng, đồng thời nghiên cứu cho thấy vai trò của các trung gian tài chính trong việc huy động tiết kiệm, phân bổ nguồn lực và giảm rủi ro cũng góp phần vào tăng trưởng kinh tế Các trung gian này giúp giảm thiểu tác động của thông tin và chi phí giao dịch, đồng thời nâng cao năng suất qua việc đánh giá và tài trợ cho các doanh nghiệp tiềm năng Nghiên cứu của Levine (1997), McKinnon (1973) và Shaw (1973) khẳng định tầm quan trọng của trung gian tài chính trong kích thích tăng trưởng Các mô hình tăng trưởng như Harrod-Domar, Solow và lý thuyết tăng trưởng nội sinh đã được phát triển để làm rõ vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế Mô hình Harrod-Domar chỉ ra rằng tỷ lệ tiết kiệm và vốn ảnh hưởng đến tăng trưởng tổng sản phẩm quốc dân, mặc dù có những hạn chế về tính linh hoạt Trong khi đó, mô hình Solow nhấn mạnh sự thay đổi của tỷ số vốn-sản xuất và vốn-lao động, khẳng định tầm quan trọng của tiết kiệm và đầu tư trong tăng trưởng kinh tế, cùng với lý thuyết tăng trưởng nội sinh của Lucas, đóng góp vào sự hiểu biết về động lực tăng trưởng.

Năm 1988 đã nhấn mạnh tầm quan trọng của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế bền vững ở các nước đang phát triển Điều này diễn ra thông qua các dịch vụ tài chính, bao gồm huy động tiết kiệm, thu thập thông tin đầu tư, phân bổ nguồn lực hiệu quả và giảm thiểu rủi ro Sự tích lũy vốn và đổi mới công nghệ là những yếu tố then chốt trong quá trình này.

Nghiên cứu về vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế đã chỉ ra nhiều quan điểm khác nhau Patrick (1966) nêu rõ mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế, cho rằng phát triển tài chính có thể là kết quả của tăng trưởng kinh tế hoặc ngược lại Ông nhấn mạnh rằng trong giai đoạn đầu phát triển kinh tế, tài chính thúc đẩy tăng trưởng thông qua việc hình thành vốn thực, trong khi giai đoạn sau sẽ tạo ra nhu cầu gia tăng về dịch vụ tài chính, dẫn đến mở rộng khu vực tài chính Tương tự, Blackburn và Huang (1998) cũng xác định mối quan hệ nhân quả tích cực giữa hai yếu tố này, cho rằng các nguồn tài trợ cho dự án được thực hiện thông qua hợp đồng cho vay ưu đãi và hoạt động giám sát từ các tổ chức tài chính trung gian.

Nghiên cứu của Christopoulos và Tsionas (2004) chỉ ra rằng có một mối quan hệ cân bằng duy nhất giữa độ sâu tài chính và tăng trưởng kinh tế, cho thấy sự tồn tại của quan hệ nhân quả một chiều từ độ sâu tài chính đến tăng trưởng Tuy nhiên, một số nhà nghiên cứu như Gurley và Shaw (1967), Goldsmith (1969) lại cho rằng tăng trưởng kinh tế tạo ra nhu cầu gia tăng đối với dịch vụ tài chính, dẫn đến sự mở rộng và phát triển trong lĩnh vực tài chính.

Các nghiên c ứ u th ự c nghi ệ m

Nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế cho thấy tài chính khu vực đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng, đặc biệt ở các nước đang phát triển Waheed và Younus (2010) đã chỉ ra rằng tỷ lệ cung tiền M2 và tỷ lệ tín dụng tư nhân so với GDP có tác động tích cực và có ý nghĩa thống kê đến tăng trưởng kinh tế Hơn nữa, chỉ số chênh lệch lãi suất tiền gửi và tiền vay cũng cho thấy ảnh hưởng tích cực đến hiệu quả tài chính khu vực Trong khi đó, ở các nước phát triển, mặc dù các chỉ số tài chính khu vực vẫn thúc đẩy tăng trưởng, nhưng hiệu quả tài chính lại không có ý nghĩa thống kê Nghiên cứu này cung cấp bằng chứng mạnh mẽ cho thấy phát triển tài chính khu vực là yếu tố chính thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bền vững trong dài hạn Các nghiên cứu trước đây của McKinnon (1973), King và Levine (1993a), Levine et al (2000) cũng khẳng định rằng phát triển tài chính dẫn đến tăng trưởng kinh tế, nhấn mạnh tầm quan trọng của các chính sách phát triển hệ thống tài chính.

Nghiên cứu của Giri và Mohapatra (2012) đã phân tích mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Ấn Độ từ năm 1970 đến 2009, với tăng trưởng kinh tế được đo bằng tốc độ tăng trưởng GDP Mô hình nghiên cứu sử dụng tổng tín dụng khu vực tư so với GDP và tỷ lệ tiết kiệm tài chính, được xác định qua sự khác biệt giữa M3 và M1 Kết quả kiểm định Johansen cho thấy có mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế Bên cạnh đó, kiểm định nhân quả Granger chỉ ra mối quan hệ một chiều từ phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế, điều này có ý nghĩa quan trọng trong việc xây dựng chính sách kinh tế tại Ấn Độ, cho thấy rằng phát triển tài chính có khả năng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế thông qua tự do hóa đầu tư và cải thiện quy mô thị trường trong bối cảnh ổn định kinh tế vĩ mô.

Nghiên cứu của Chee và Nair (2010) phân tích tác động của FDI và phát triển tài chính khu vực đến tăng trưởng kinh tế tại 44 nước châu Á và châu Đại dương, sử dụng phương pháp ước lượng hiệu ứng cố định và hiệu ứng ngẫu nhiên Kết quả cho thấy FDI có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, phát triển tài chính khu vực, được đo bằng khả năng thanh khoản và tỷ lệ tín dụng tư nhân so với GDP, lại có tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế Đặc biệt, khi xem xét tác động của biến tương tác giữa FDI và phát triển tài chính khu vực, kết quả chỉ ra rằng cả hai yếu tố này đều có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng ở cả nước phát triển và đang phát triển, cho thấy vai trò quan trọng của phát triển tài chính trong việc nâng cao hiệu quả của FDI trong khu vực.

Nghiên cứu của Nyamongo et al (2012) phân tích dữ liệu bảng từ 36 nước châu Phi trong giai đoạn 1980-2009 để đánh giá vai trò của kiều hối và phát triển tài chính trong tăng trưởng kinh tế, thông qua các mô hình hồi quy như pooled regression, FEM và REM Biến phụ thuộc được sử dụng là tỷ lệ tăng trưởng GDP bình quân đầu người, trong khi các biến giải thích bao gồm kiều hối, tính bất ổn của kiều hối và chỉ số phát triển tài chính được đo bằng tỷ lệ cung tiền M2 và tỷ lệ tín dụng cho khu vực tư Kết quả cho thấy kiều hối có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế, đóng vai trò quan trọng cho các nước châu Phi, trong khi tính bất ổn của kiều hối lại có ảnh hưởng tiêu cực Phát triển tài chính cũng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, với tỷ lệ tín dụng trong nước cho khu vực tư có tác động tích cực, nhưng tỷ lệ M2 lại có hệ số tác động âm Ngoài ra, lạm phát và chi tiêu chính phủ được xác định là những yếu tố cản trở tăng trưởng kinh tế, với hệ số ước lượng âm và có ý nghĩa thống kê.

Nghiên cứu của Ayadi et al (2013) cho thấy mối quan hệ giữa phát triển tài chính khu vực và tăng trưởng kinh tế ở các nước Bắc và Nam Địa Trung Hải giai đoạn 1985-2009 Kết quả chỉ ra rằng tín dụng cho khu vực tư có mối tương quan âm với tăng trưởng kinh tế, đặc biệt ở các nước Nam Địa Trung Hải, do mức độ áp chế tài chính cao Bên cạnh đó, tiền gửi ngân hàng cũng thể hiện mối tương quan âm với tăng trưởng Ngược lại, quy mô và khả năng thanh toán của thị trường chứng khoán cùng với đầu tư trực tiếp nước ngoài lại góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Cuối cùng, nghiên cứu cũng phát hiện tác động âm của GDP thực bình quân đầu người ban đầu đối với tăng trưởng kinh tế.

Nghiên cứu của Hassan et al (2011) đã chứng minh vai trò quan trọng của phát triển tài chính trong việc đo lường tăng trưởng kinh tế ở các quốc gia thu nhập thấp và trung bình Bằng cách áp dụng ước lượng bảng và phân rã phương sai của tốc độ tăng trưởng GDP thực bình quân đầu người, nghiên cứu xác định các yếu tố phát triển tài chính nào ảnh hưởng lớn nhất đến tăng trưởng kinh tế theo thời gian và theo khu vực, cũng như nhóm thu nhập Tác giả sử dụng GDP thực bình quân đầu người làm thước đo cho tăng trưởng kinh tế và các chỉ số tín dụng từ hệ thống ngân hàng, bao gồm tín dụng cho khu vực tư, cung tiền M3, tỷ lệ tiết kiệm trong nước, thương mại (xuất khẩu cộng nhập khẩu), chi tiêu chính phủ và tỷ lệ lạm phát để đại diện cho phát triển tài chính và quy mô khu vực.

Nghiên cứu chỉ ra rằng mức GDP thực bình quân đầu người ban đầu thấp có liên quan đến tăng trưởng kinh tế cao ở hầu hết các nước đang phát triển, ngoại trừ Mỹ Latin và vùng Caribbean Thương mại được xác định là yếu tố thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, trong khi chi tiêu chính phủ và lạm phát có tác động tiêu cực Ngoài ra, tổng tiết kiệm trong nước và tín dụng từ hệ thống ngân hàng đều góp phần thúc đẩy tăng trưởng Kết quả cho thấy có mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở nhiều khu vực, nhưng ở hai khu vực nghèo nhất chỉ tồn tại mối quan hệ một chiều từ tăng trưởng kinh tế đến phát triển tài chính.

Bảng 2.1: Tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm

Tác giả Năm Đề tài nghiên cứu Phương pháp và mục tiêu nghiên cứu Kết quả nghiên cứu

2004 Financial development and economic growth: evidence from panel unit root and cointegration tests

Khảo sát mối quan hệ lâu dài giữa độ sâu tài chính và tăng trưởng kinh tế được thực hiện thông qua kiểm định đơn vị và phân tích đồng liên kết, sử dụng dữ liệu bảng Nghiên cứu này nhằm xác định ảnh hưởng của độ sâu tài chính đến sự phát triển kinh tế trong một khoảng thời gian dài.

Nghiên cứu cho thấy có mối quan hệ nhân quả một chiều giữa độ sâu tài chính và tăng trưởng kinh tế, điều này hỗ trợ cho giả thuyết đã được đề ra.

Development and Financial Sector’s Efficiency on Economic Growth: Empirical Evidence from Developing and Developed Countries.

Phân tích xuyên quốc gia được áp dụng để kiểm tra tác động của tài chính khu vực và hiệu quả tài chính khu vực đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia phát triển và đang phát triển Nghiên cứu này nhằm làm rõ mối quan hệ giữa các yếu tố tài chính và sự phát triển kinh tế, từ đó cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách thức tài chính khu vực có thể thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bền vững.

Phát triển tài chính khu vực đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, đồng thời hiệu quả của nó là yếu tố then chốt cho sự tăng trưởng kinh tế bền vững của các quốc gia trong dài hạn.

Chee and Nair 2010 The Impact of FDI and

Financial sector developtment on Economic growth:

Empirical evidence from Asia and Oceania.

Mô hình FEM và REM được áp dụng để phân tích ảnh hưởng của đầu tư trực tiếp nước ngoài và sự phát triển tài chính khu vực đối với tăng trưởng kinh tế, dựa trên dữ liệu bảng Nghiên cứu này cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối quan hệ giữa các yếu tố này và sự phát triển kinh tế bền vững.

Phát triển tài chính khu vực góp phần gia tăng sự đóng góp của FDI vào tăng trưởng kinh tế, đóng vai trò quan trọng tương đương ở cả các nước phát triển và đang phát triển.

Hassan et al 2011 Fianancial development and economic growth: New evidence from panel data.

Sử dụng hồi quy bảng để phân tích vai trò của phát triển tài chính trong tăng trưởng kinh tế, đồng thời áp dụng mô hình vector tự hồi quy nhằm kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa hai yếu tố này.

Phát triển tài chính đóng vai trò quan trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Đồng thời, giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế tồn tại mối quan hệ nhân quả hai chiều trong ngắn hạn.

Economic Growth: Evidence from Indian Economy.

Sử dụng mô hình vector tự hồi quy để kiểm định mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Ấn Độ.

Kết quả nghiên cứu ủng hộ quan điểm có mối quan hệ một chiều từ phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế.

Nyamongo et al 2012 Remittances, financial development and economic growth in Africa.

Phương pháp nghiên cứ u và d ữ li ệ u nghiên c ứ u

Phương pháp nghiên cứ u

Bài nghiên cứu sử dụng tốc độ tăng trưởng GDP thực bình quân đầu người để đại diện cho tăng trưởng kinh tế (GROWTH), dựa trên các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm trước đây Để đo lường phát triển tài chính và quy mô khu vực tác động đến tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu sử dụng các nhân tố như tín dụng trong nước từ hệ thống ngân hàng, tín dụng cho khu vực tư, cung tiền M2, tổng tiết kiệm trong nước, thương mại qua tổng xuất khẩu và nhập khẩu, chi tiêu chính phủ, và tỷ lệ lạm phát Việc lựa chọn các nhân tố này tương đồng với nghiên cứu của Hassan et al (2011).

Hai yếu tố tín dụng trong nước từ hệ thống ngân hàng và tín dụng cho khu vực tư được đưa vào mô hình nghiên cứu nhằm kiểm định tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế Mức độ phát triển tài chính phản ánh qua sự phát triển của hệ thống tài chính, với chức năng kết nối tiết kiệm và đầu tư chủ yếu qua hoạt động của ngân hàng và các thể chế tài chính trung gian Việc phân bổ nguồn vốn tín dụng từ tiết kiệm đến các thành phần kinh tế sẽ thúc đẩy đầu tư, từ đó tích lũy vốn và dẫn đến tăng trưởng kinh tế Nghiên cứu của Hassan et al (2011) cho thấy tín dụng trong nước từ hệ thống ngân hàng có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế ở các nước thu nhập thấp và trung bình trong thời gian nghiên cứu.

Yếu tố thứ ba để đo lường tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế là cung tiền Do hạn chế trong việc thu thập dữ liệu M3 ở các nước đang phát triển, nghiên cứu này sử dụng M2 như một thước đo thay thế Tỷ lệ M2 so với GDP được coi là chỉ số phản ánh độ sâu tài chính của một quốc gia, có khả năng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

Tỷ lệ tổng tiết kiệm trong nước so với GDP là chỉ số quan trọng để đo lường tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế Sự chuyển đổi từ tiết kiệm sang đầu tư thông qua độ sâu tài chính có ảnh hưởng lớn đến tăng trưởng Ở các nước đang phát triển, áp lực tài chính và kiểm soát tín dụng thường dẫn đến lãi suất thực âm, hạn chế khả năng tiết kiệm Ngược lại, tỷ lệ tổng tiết kiệm cao so với GDP cho thấy lãi suất thực dương, từ đó kích thích đầu tư và thúc đẩy tăng trưởng Nghiên cứu của Becsi & Wang (1997) cũng nhấn mạnh rằng phát triển tài chính khu vực trong nước có thể gia tăng đáng kể tỷ lệ tiết kiệm và đầu tư, góp phần vào tăng trưởng kinh tế.

Các chỉ tiêu thương mại và chi tiêu chính phủ được đưa vào mô hình nghiên cứu cho thấy rằng nhiều nước đang phát triển phụ thuộc vào thương mại quốc tế để đạt được tăng trưởng kinh tế, trong khi tự do hóa tài chính vẫn đang diễn ra Một số quốc gia áp dụng chính sách tài khóa mở rộng hoặc thu hẹp để thúc đẩy tăng trưởng bền vững thông qua điều chỉnh chi tiêu chính phủ Nghiên cứu cho thấy thương mại, được đo bằng tổng xuất khẩu và nhập khẩu hàng hóa dịch vụ, có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế Chi tiêu chính phủ có thể ảnh hưởng tích cực khi cung cấp dịch vụ công bổ sung cho đầu tư tư nhân, nhưng cũng có thể tạo ra tác động tiêu cực nếu chi tiêu quá cao làm giảm hiệu quả phân bổ nguồn lực Nghiên cứu của Hassan et al (2011) chỉ ra rằng tỷ lệ chi tiêu chính phủ so với GDP cao có thể cản trở tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển.

Để kiểm soát biến động giá, lạm phát được đưa vào mô hình nghiên cứu, và các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy lạm phát ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế Quan điểm này được hỗ trợ bởi các tác giả Christopoulos và Tsionas (2004), cũng như Hassan et al (2011).

Nghiên cứu này cũng phân tích ảnh hưởng của GDP thực bình quân đầu người đối với sự tăng trưởng kinh tế Kết quả từ nghiên cứu của Barro cho thấy mối liên hệ quan trọng giữa GDP bình quân đầu người và sự phát triển kinh tế.

Nghiên cứu năm 1997 chỉ ra rằng các quốc gia có GDP thực bình quân đầu người thấp thường đạt được mức tăng trưởng kinh tế cao hơn Điều này cho thấy mối liên hệ giữa GDP thấp và tốc độ tăng trưởng cao, một quan điểm cũng được xác nhận trong nghiên cứu thực nghiệm của Hassan et al (2011).

Sử dụng mô hình nghiên cứu của Hassan et al (2011), mô hình của bài nghiên cứu có dạng như sau:

GROWTH: là tốc độ tăng trưởng kinh tế được đo lường bằng tốc độ tăng trưởng GDP thực bình quân đầu người.

Q i,O : là log của GDP thực bình quân đầu người và đại diện cho GDP bình quân đầu người ban đầu.

FIN i,t đại diện cho độ sâu và phát triển tài chính, được đo lường thông qua các biến như DCBS, là tín dụng trong nước do hệ thống ngân hàng cung cấp; DCPS, là tín dụng trong nước dành cho khu vực tư; và M2, là tổng cung tiền.

GDS: tổng tiết kiệm trong nước.

TRADE: thương mại bao gồm xuất khẩu và nhập khẩu.

GOV: chi tiêu chính phủ.

INF: tỷ lệ lạm phát.

Mô hình nghiên cứu sử dụng dữ liệu bảng từ 30 nước đang phát triển trong giai đoạn 1997-2012 và áp dụng ba phương pháp ước lượng: pooled regression, FEM và REM để xác định phương pháp hiệu quả nhất kiểm định vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế Pooled regression là phương pháp đơn giản nhưng có thể dẫn đến sai lệch do xem xét các quan sát như nhau, trong khi FEM cho phép kiểm soát các ảnh hưởng không quan sát có thể tác động đến biến phụ thuộc FEM phân tích mối tương quan giữa phần dư và các biến giải thích, giúp tách biệt ảnh hưởng của các đặc điểm riêng biệt Ngược lại, REM giả định rằng sự biến động giữa các thực thể là ngẫu nhiên và không tương quan với các biến giải thích, coi phần dư là một biến giải thích mới.

Kiểm định Likelihood sử dụng giá trị thống kê F để lựa chọn mô hình giữa pooled regression và FEM Trong nghiên cứu, kiểm định Hausman được áp dụng nhằm đánh giá tính phù hợp của các ước lượng và xác định ước lượng tối ưu giữa FEM và REM Kiểm định này so sánh hai ước lượng của vector hệ số, với giả thiết không cho rằng REM là ước lượng hiệu quả và vững, trong khi giả thiết đối cho rằng ước lượng không vững Ước lượng FEM thể hiện tính vững cho cả hai giả thiết Nếu giả thiết không đúng, sự khác biệt giữa hai ước lượng sẽ gần bằng không Giá trị kiểm định tính toán, dựa trên phân phối chi bình phương χ², là ước tính của ma trận đồng biến của β.

Trong giới hạn ma trận đồng biến đơn giản được tính bằng Var(β 1 ) – Var(β 2 ), với β 1 là ước tính của FEM và β 2 là ước tính của REM.

Giả định về phương sai không đổi và không có tương quan chuỗi theo thời gian là rất quan trọng cho cả ước lượng FEM và REM Nếu vi phạm những giả định này, các ước lượng vẫn phù hợp nhưng không hiệu quả Trong mô hình hồi quy FEM, kiểm định Wald được áp dụng để kiểm tra phương sai thay đổi, trong khi giả định về tương quan chuỗi được kiểm định qua kiểm định Lagram-Multiplier Khi các giả định này bị vi phạm, phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (Generalized Least Square) sẽ được sử dụng để cung cấp ước lượng hiệu quả hơn.

D ữ li ệ u nghiên c ứ u

Dữ liệu bảng mang lại nhiều lợi thế so với dữ liệu thời gian và không gian, bao gồm việc cung cấp thông tin phong phú hơn, giảm thiểu đa cộng tuyến giữa các biến, bậc tự do cao hơn và hiệu quả phân tích tốt hơn Bài nghiên cứu này sử dụng dữ liệu bảng để ước tính hệ số hồi quy và phân tích vai trò của phát triển tài chính trong tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển Nhờ khả năng nghiên cứu dữ liệu chéo lặp đi lặp lại, dữ liệu bảng cho phép theo dõi những thay đổi liên tục, đồng thời kiểm soát sự khác biệt không quan sát được giữa các thực thể và các biến không quan sát nhưng có sự thay đổi theo thời gian.

Mẫu nghiên cứu được thực hiện từ năm 1997 đến 2012, bao gồm 30 quốc gia đang phát triển Các quốc gia này được chọn ngẫu nhiên từ các nhóm nước đang phát triển theo phân loại của Ngân hàng Thế giới.

26 biến trong mô hình nghiên cứu được cung cấp từ cơ sở dữ liệu các chỉ số phát triển thế giới của Ngân hàng thế giới (WDI).

Biến phụ thuộc trong nghiên cứu này là tăng trưởng kinh tế, được đo bằng tốc độ tăng trưởng GDP thực bình quân đầu người GDP thực bình quân đầu người, tính từ năm gốc 2005, được xác định bằng tổng sản phẩm trong nước chia cho dân số giữa năm Các biến giải thích trong bài nghiên cứu bao gồm nhiều yếu tố khác nhau.

Tín dụng trong nước do hệ thống ngân hàng (DCBS) cung cấp, bao gồm tất cả các khoản tín dụng cho các lĩnh vực khác nhau, ngoại trừ tín dụng dành cho chính quyền trung ương.

Tín dụng trong nước cho khu vực tư (DCPS) là nguồn tài chính hỗ trợ cho các doanh nghiệp tư nhân phi tài chính, hộ gia đình và tổ chức phi lợi nhuận, đóng vai trò quan trọng trong việc phát triển kinh tế.

Cung tiền M2 bao gồm tiền mặt ngoài ngân hàng, tiền gửi thanh toán và tiền gửi có kỳ hạn Vì khó khăn trong việc thu thập dữ liệu về cung tiền M3 ở các nước đang phát triển, nghiên cứu này sử dụng cung tiền M2 làm thay thế.

Thứ tư, là tổng tiết kiệm trong nước (GDS) được tính bằng GDP trừ cho chi tiêu tiêu dùng cuối cùng.

Thứ năm, là thương mại (TRADE) được đo lường bằng tổng giá trị nhập khẩu và xuất khẩu của hàng hóa và dịch vụ.

Vào thứ Sáu, chi tiêu của chính phủ (GOV) bao gồm các khoản chi tiêu thường xuyên cho việc mua sắm hàng hóa và dịch vụ, cũng như các khoản chi cho an ninh quốc phòng.

Vào thứ bảy, một bài nghiên cứu về lạm phát (INF) đã được thực hiện nhằm kiểm soát các biến động giá cả, với chỉ số giá tiêu dùng hàng năm được sử dụng để đo lường và thể hiện dưới dạng phần trăm.

Tất cả các biến giải thích như DCBS, DCPS, M2, GDS, TRADE và GOV được thể hiện dưới dạng tỷ lệ phần trăm so với GDP Biến đại diện cho GDP thực bình quân đầu người được tính bằng logarit tự nhiên của mức GDP thực bình quân đầu người vào năm 1997.

Bảng 3.1: Giá trị trung bình các biến nghiên cứu trong thời kỳ 1997-2012

COUNTRY GROWTH DCBS DCPS GDS TRA

Armenia 7.115151 15.47682 15.03738 18.45419 4.190248 69.95042 11.20194 4.816653Azerbaijan 9.964982 14.5788 10.7763 18.34225 37.4556 89.64699 11.44832 5.066138Bangladesh 4.165901 51.40852 34.24455 51.42953 17.11741 40.69097 5.162594 6.589698Bhutan 5.555831 17.92619 21.96395 53.58353 31.7151 90.25952 20.62181 6.232101Botswana 4.075271 -24.2169 19.96084 39.43557 37.00209 88.29347 23.05591 8.336425Brazil 1.747587 82.07349 41.12711 55.92686 18.27441 23.94923 20.18635 6.308945Cambodia 5.720284 12.36454 14.64045 24.09342 9.395288 115.79 5.222747 5.665405Colombia 1.844134 49.29766 33.82318 33.03454 17.49057 35.76794 17.1889 7.471848India 5.017628 59.56498 37.52732 64.30623 27.98602 37.83037 11.59289 6.929883Indonesia 2.308153 47.97696 29.4915 46.2499 30.47278 60.50922 7.610227 11.52281Jordan 2.641101 95.28247 76.45973 121.8162 -1.35451 122.9353 21.79694 3.723344Kazakhstan 5.991287 27.02437 29.29591 26.70615 33.2557 85.97398 11.31679 9.094905Lao PDR 4.930301 12.06598 10.1457 21.53812 14.14925 75.53142 8.212359 22.52242Malaysia 2.32589 134.0617 121.5071 130.8467 42.93865 192.4443 11.85822 2.445945Mongolia 5.185067 21.84437 26.44236 36.02303 26.28358 118.9793 14.19949 11.15308Morocco 2.776331 84.81469 53.60516 89.54251 22.93054 69.08398 17.84726 1.665464

COUNTRY GROWTH DCBS DCPS GDS TRA

Mozambique 4.719811 12.81515 16.27418 30.51813 5.506083 66.94399 10.73667 9.436986 Nepal 2.415024 48.93974 36.88479 59.36606 9.403619 48.63146 9.201651 6.965023 Pakistan 1.924138 45.42087 24.45808 44.30278 13.48414 33.38094 9.268077 8.556882 Panama 4.471579 87.57456 90.30144 81.6614 27.99219 145.4302 12.0481 2.63725 Paraguay 0.408238 25.24986 25.40098 30.60714 24.19148 95.96191 9.976802 7.776915 Peru 3.5601 20.0291 23.23521 31.90469 22.99334 41.72555 10.04009 3.362655 Philippines 2.370187 54.40495 34.52939 58.90798 15.96594 89.37546 10.43403 4.933198 Sri Lanka 4.690754 42.57749 29.58981 38.59181 17.00639 71.85212 13.02275 9.41872 Tajikistan 5.066537 19.59636 16.84123 12.27712 -7.22228 112.2246 9.973746 13.01169 Thailand 2.109673 141.1592 119.659 114.5695 32.46664 129.8928 11.83319 3.032482 Turkey 2.462799 49.26444 27.1815 43.17528 17.3434 48.86852 12.35378 30.96456 Uganda 3.077364 10.77693 10.03358 15.92716 27.03987 42.96703 13.28018 7.189883 Uruguay 2.715026 44.09738 33.56801 44.92685 16.71129 49.89379 12.09156 9.060124 Vietnam 5.381898 68.16279 64.18657 72.5735 27.38658 138.0422 6.458036 7.377248

(Nguồn: thống kê mô tả sử dụng phần mềm Stata trên cở sở dữ liệu từ WDI)

Bảng 3.2: Tóm tắt về các biến trong mô hình

Biến Tên biến Kỳ vọng về dấu Giải thích Nghiên cứu liên quan Nguồn số liệu

GDP thực bình quân đầu người ban đầu

- GDP bình quân trên đầu người ban đầu thấp được liên kết với một mức tăng trưởng cao hơn.

- Các nghiên cứu ủng hộ: Hassan et al (2011);

Barro (1997); Bekaert et al (2005); Ayadi et al (2013).

Tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng

- Một tỷ lệ DCBS cao sẽ góp phần gia tăng phát triển tài chính.

Hay nói một cách khác, DCBS cao cho thấy một tỷ lệ phụ thuộc vào hệ thống ngân hàng cao.

Tín dụng trong nước cho khu vực tư

- Một tỷ lệ tín dụng trong nước cao cho thấy sự phát triển cao hơn của hệ thống tài chính từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

- Các nghiên cứu ủng hộ:

- Các nghiên cứu trái chiều:

Chee and Nair (2010) với nghiên cứu ở khu vực châu Á và Châu Đại Dương;

Ayadi et al (2013) với nghiên cứu ở các nước Địa trung hải.

- Cung tiền M2 có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

- Các nghiên cứu ủng hộ:

- Các kết quả nghiên cứu trái chiều: Chee and Nair

(2010) với nghiên cứu ở khu vực châu Á và Châu Đại Dương; Nyamongo et al (2012) với nghiên cứu ở các nước Châu Phi.

Tổng tiết kiệm trong nước

Tỷ lệ tăng trưởng bền vững phụ thuộc vào việc chuyển đổi tỷ lệ tiết kiệm thành đầu tư Sự chuyển đổi này, thông qua độ sâu tài chính, sẽ có tác động đáng kể đến sự tăng trưởng kinh tế.

Phát triển tài chính khu vực trong nước tại các nước đang phát triển có thể thúc đẩy tỷ lệ tiết kiệm và đầu tư, góp phần quan trọng vào sự tăng trưởng kinh tế.

- Thương mại được tính bằng tổng xuất khẩu và nhập khẩu.

- Thương mại đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích tăng trưởng kinh tế.

- Các nghiên cứu ủng hộ: Hassan et al (2011)

GOV Chi tiêu chính phủ -

- Chi tiêu chính phủ có thể có tác động tích cực hoặc tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế.

Chi tiêu chính phủ đóng vai trò quan trọng trong việc tạo ra môi trường thuận lợi cho tăng trưởng kinh tế Khi chi tiêu chính phủ ở mức cao, nó có thể dẫn đến những tác động tiêu cực đối với sự phát triển kinh tế.

- Qua kết quả của các bài nghiên cứu thực nghiệm đều cho thấy lạm phát có tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế.

N ộ i dung và k ế t qu ả nghiên c ứ u

Hồi quy với tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng

Phương trình (1) được thực hiện hồi quy với FIN đo lường bằng DCBS, và kết quả hồi quy sử dụng ba phương pháp là pooled regression, FEM và REM được trình bày trong bảng 4.2 Để chọn ước

Mô hình hồi quy pooled regression cho thấy sự phù hợp tốt hơn so với FEM, và kiểm định Breusch-Pagan xác nhận rằng pooled regression cũng vượt trội hơn REM Kết quả kiểm định F là 5.47 với p-value = 0.000 cho kiểm định Likelihood, chứng minh tính chính xác của mô hình.

Kết quả kiểm định Breusch – Pagan cho thấy giá trị 2 = 62.34 với p-value = 0.000, dẫn đến việc bác bỏ hai giả thuyết không ở mức ý nghĩa 1% Điều này cho thấy rằng ước lượng sử dụng mô hình FEM và REM là phù hợp hơn so với mô hình hồi quy pooled.

Bảng 4.2: Kết quả hồi quy với tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng

Fix effects GLS Random effects

Ghi chú: Giá trị thống kê được thể hiện trong ngoặc đơn Ký hiệu: ***, ** và * lần lượt thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)

Để lựa chọn giữa hai mô hình hồi quy FEM và REM, nghiên cứu này áp dụng kiểm định Hausman, với giả thuyết không cho rằng hồi quy sử dụng.

Kết quả kiểm định cho thấy REM không phù hợp hơn FEM, với giá trị kiểm định  2 = 42.09 và p-value = 0.000, bác bỏ giả thuyết không ở mức ý nghĩa 1% Điều này chỉ ra rằng FEM là phương pháp ước lượng tối ưu nhất trong ba phương pháp để nghiên cứu vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển Sau khi lựa chọn mô hình FEM, các kiểm định về phương sai thay đổi và tương quan chuỗi được tiến hành.

Trong bài nghiên cứu, kiểm định Wald được áp dụng để xác định hiện tượng phương sai thay đổi, với giả thuyết không cho rằng phương sai là không đổi Kết quả kiểm định, như thể hiện trong bảng 4.3, cho thấy giá trị kiểm định.

 2 = 2579.980 của kiểm định Wald có giá trị p-value = 0.000 Do đó, giả thuyết không – phương sai không đổi bị bác bỏ.

Giá trị kiểm định F của kiểm định Lagram-multiplier là 5.895 với p-value = 0.0216, nhỏ hơn 0.05, cho thấy giả thuyết không có hiện tượng tương quan chuỗi đã bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%.

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi

Chỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value

Kiểm định phương sai thay đổi  2 = 2579.980 0.0000

Kiểm định tương quan chuỗi F = 5.895 0.0216

Kết quả kiểm định trong bảng 4.3 cho thấy giả thiết về phương sai thay đổi và tương quan chuỗi đã bị vi phạm Để đảm bảo các hệ số hồi quy đáng tin cậy và ước lượng hàm hồi quy hiệu quả, phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) được áp dụng.

Kết quả hồi quy GLS cho thấy hệ số hồi quy của Q có giá trị âm và đạt mức ý nghĩa thống kê 10%, phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Hassan et al (2011), Bekaert et al (2005) và Ayadi et al (2013) Điều này ngụ ý rằng các quốc gia có GDP thực bình quân đầu người thấp sẽ trải qua mức tăng trưởng kinh tế cao hơn.

Khi áp dụng DCBS và GDS để phân tích tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế tại các nước đang phát triển, hệ số hồi quy của biến GDS cho thấy giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% Kết quả này khẳng định mối quan hệ dài hạn giữa tiết kiệm và tăng trưởng, phù hợp với mô hình lý thuyết và quan điểm của Becsi và Wang.

Nghiên cứu của Levine (1997) chỉ ra rằng sự phát triển lĩnh vực tài chính ở các nước đang phát triển có thể thúc đẩy tiết kiệm và đầu tư, từ đó tạo ra tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, tỷ lệ DCBS cao lại có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế Kết quả hồi quy cho thấy hệ số DCBS âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, điều này cho thấy hiệu quả hoạt động của hệ thống ngân hàng chưa tốt, dẫn đến việc phân bổ tín dụng không hợp lý và chưa phát huy được vai trò thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển.

Yếu tố thương mại có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển, như thể hiện trong bảng 4.2 Điều này cho thấy thương mại đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích tăng trưởng kinh tế, và mở rộng thương mại quốc tế có thể mang lại tác động tích cực Ngược lại, chi tiêu chính phủ và lạm phát lại có hệ số hồi quy âm và có ý nghĩa thống kê, kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hassan et al.

Chi tiêu chính phủ cao và không hiệu quả có thể kiềm hãm tăng trưởng kinh tế, theo nghiên cứu của Nyamongo et al (2012) và các tác giả khác (2011) Để đạt được mức tăng trưởng kinh tế ổn định, các quốc gia có thể áp dụng chính sách tài khóa thu hẹp hoặc mở rộng thông qua việc điều chỉnh chi tiêu chính phủ.

H ồ i quy v ớ i tín d ụ ng tron g nướ c cho khu v ực tư

Bảng 4.4 thể hiện kết quả hồi quy khi FIN trong phương trình (1) được thay thế bởi DCPS.

Để lựa chọn mô hình ước lượng hiệu quả nhất giữa pooled regression, FEM và REM, các bước kiểm định đã được thực hiện Kết quả kiểm định F cho kiểm định Likelihood là 4.88 với p-value = 0.000, cho thấy mô hình hồi quy pooled regression không phù hợp hơn mô hình FEM Ngoài ra, kiểm định Hausman với giá trị χ² = 38.57 bác bỏ giả thuyết rằng mô hình REM phù hợp hơn mô hình FEM ở mức ý nghĩa 1% Do đó, mô hình FEM được xác định là phù hợp để ước lượng các hệ số hồi quy, nhằm phân tích tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế, với các biến đo lường phát triển tài chính là DCPS và GDS.

Trong hồi quy sử dụng mô hình FEM, các giả thiết về phương sai không đổi và tương quan chuỗi đều bị vi phạm Giá trị kiểm định

Kết quả kiểm định Wald cho thấy giá trị 2 = 2992.130 với p-value = 0.000, cho phép bác bỏ giả thuyết không về phương sai không đổi ở mức ý nghĩa 5% Đồng thời, kiểm định Lagram-multiplier cho giá trị F = 6.056 với p-value = 0.0201 cũng cho phép bác bỏ giả thuyết không về sự không có tương quan chuỗi ở mức ý nghĩa 5% Vì vậy, nghiên cứu này áp dụng mô hình GLS để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi, nhằm cung cấp một mô hình ước lượng hiệu quả.

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy với tín dụng trong nước cho khu vực tư

Fix effects GLS Random effects

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định phương sai không đổi và tương quan chuỗi

Kết quả hồi quy cho thấy hệ số hồi quy của biến Q chỉ ra mối tương quan nghịch giữa GDP thực bình quân đầu người và tăng trưởng kinh tế Tổng tiết kiệm và thương mại cũng có ý nghĩa thống kê trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển Biến GOV có hệ số tương quan âm với mức ý nghĩa 5%, cho thấy chi tiêu chính phủ cao và không hợp lý có thể hạn chế tăng trưởng kinh tế Thêm vào đó, lạm phát cũng ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế.

Kết quả hồi quy cho thấy tín dụng trong nước cho khu vực tư DCPS có mối tương quan âm và ý nghĩa thống kê ở mức 1% Nghiên cứu của Hassan et al (2011) và Nyamongo et al (2012) chỉ ra rằng mức DCPS cao thể hiện sự phát triển của hệ thống tài chính, từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, nghiên cứu hiện tại cho thấy tác động nghịch chiều của tín dụng trong nước đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển, có thể do chính sách phân bổ và quản lý tín dụng không hiệu quả Kết quả tương tự cũng được Ayadi et al (2013) nhấn mạnh trong nghiên cứu về phát triển tài chính và ảnh hưởng của hệ thống ngân hàng đến tăng trưởng kinh tế ở khu vực Địa Trung Hải.

H ồ i quy v ớ i cung ti ề n M2

Khi phát triển tài chính được đo lường qua cung tiền M2 và GDS, kết quả hồi quy cho thấy mô hình pooled regression không phù hợp hơn mô hình FEM, với giá trị kiểm định F là 4.88 Đồng thời, kiểm định Hausman với giá trị χ² = 38.57 và p-value = 0.000 cũng bác bỏ giả thuyết rằng mô hình REM phù hợp hơn mô hình FEM.

Mô hình FEM là lựa chọn hiệu quả nhất để kiểm định vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển, khi sử dụng cặp biến M2 và GDS Sau khi chọn mô hình FEM, các kiểm định về phương sai thay đổi và tương quan chuỗi đã được thực hiện, với kết quả được trình bày trong bảng 4.7.

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy với cung tiền M2

Kết quả kiểm định trong bảng 4.7 cho thấy các giả thiết về phương sai thay đổi và tương quan chuỗi đều không được thỏa mãn Vì vậy, nghiên cứu này áp dụng phương pháp ước lượng GLS để tính toán các hệ số hồi quy một cách chính xác cho mô hình nghiên cứu.

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phương sai không đổi và tương quan chuỗi

Kết quả phân tích cho thấy hệ số ước lượng cho Q có giá trị âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, khẳng định rằng GDP thực bình quân đầu người góp phần giải thích tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển Tỷ lệ cung tiền M2 so với GDP và tỷ lệ tổng tiết kiệm trong nước so với GDP cho thấy GDS có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích tăng trưởng kinh tế Tăng trưởng bền vững phụ thuộc vào tỷ lệ tiết kiệm chuyển sang đầu tư, với sự chuyển đổi từ tiết kiệm sang đầu tư ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế Tuy nhiên, tỷ lệ cung tiền M2 so với GDP có hệ số hồi quy âm với mức ý nghĩa 1% Thương mại cũng có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển với ý nghĩa thống kê 1%, trong khi các biến GOV và INF lại có tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế.

Các quốc gia có GDP thực bình quân đầu người thấp thường có tốc độ tăng trưởng kinh tế cao hơn so với các quốc gia có GDP thực bình quân đầu người cao Điều này cho thấy mối liên hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế, với các biến đo lường tác động như DCBS và DCPS.

Nghiên cứu cho thấy chỉ có GDS có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển, trong khi M2 không có ảnh hưởng tương tự Thương mại cũng được xác định là yếu tố quan trọng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước này Ngược lại, chi tiêu chính phủ và lạm phát có tác động tiêu cực đến tăng trưởng khi duy trì ở mức cao và không hợp lý.

Phân tích s ử d ụ ng hàm ph ả n ứ ng xung

Bài nghiên cứu này sử dụng hàm phản ứng xung để phân tích tác động của các cú sốc đến tăng trưởng kinh tế, tập trung vào Việt Nam cùng với Thái Lan và Ấn Độ trong giai đoạn 1997-2012 Nghiên cứu nhằm so sánh sự biến động của tăng trưởng kinh tế khi các cú sốc xảy ra trên các biến giải thích như DCPS, GDS, TRADE, GOV và INF Do giới hạn về thời gian và phương pháp, phân tích chỉ được thực hiện cho ba quốc gia này.

Phân tích phản ứng xung đối với cú sốc DCPS cho thấy tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam và Thái Lan biến động mạnh Ở Việt Nam, cú sốc này làm giảm tăng trưởng kinh tế trong giai đoạn đầu, sau đó tăng lên ở các giai đoạn tiếp theo, cho thấy sự không ổn định trong tăng trưởng Tương tự, Thái Lan cũng trải qua sự tăng trưởng ban đầu sau cú sốc DCPS, nhưng sau đó giảm và tiếp tục biến động qua các thời kỳ Ngược lại, Ấn Độ cho thấy cú sốc DCPS thúc đẩy tăng trưởng ở giai đoạn đầu, nhưng sau đó ảnh hưởng giảm dần, dẫn đến sự ổn định trong tăng trưởng kinh tế.

Hình 4.1: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc DCPS

Hình 4.2 minh họa phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GDS Phân tích cho thấy, tại Việt Nam và Ấn Độ, cú sốc GDS có tác động tích cực, dẫn đến tăng trưởng kinh tế trong giai đoạn đầu Ngược lại, Thái Lan trải qua sự giảm sút trong tăng trưởng kinh tế ở giai đoạn đầu, sau đó tăng trưởng biến động qua các thời kỳ Đặc biệt, biến động của tăng trưởng kinh tế Thái Lan trước cú sốc GDS là mạnh nhất.

Tăng trưởng kinh tế Ấn Độ cho thấy sự ổn định trước cú sốc GDS, với phản ứng ban đầu là tăng trưởng mạnh mẽ, sau đó giảm dần và duy trì ở mức ổn định trong thời gian dài.

Hình 4.3 cho thấy tác động của cú sốc thương mại đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam, với sự thúc đẩy ban đầu nhưng sau đó là sự giảm mạnh và biến động không ổn định Trong khi đó, Thái Lan trải qua sự giảm trưởng ngay từ đầu, nhưng sau đó phục hồi và giảm biến động theo thời gian Ngược lại, Ấn Độ chỉ ghi nhận phản ứng yếu đối với cú sốc thương mại, với sự tăng trưởng ban đầu rồi giảm và tăng trở lại ở giai đoạn cuối, nhưng mức độ biến động vẫn rất nhỏ.

Hình 4.3: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc của TRADE

Hình 4.4: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GOV

Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc chi tiêu chính phủ cho thấy Thái Lan có sự biến động mạnh mẽ nhất, vượt trội so với Việt Nam và Ấn Độ Cụ thể, tại Ấn Độ, tăng trưởng kinh tế ban đầu có xu hướng tích cực, nhưng sau đó giảm dần và ổn định trong thời gian dài Ngược lại, Việt Nam chứng kiến sự giảm sút trong tăng trưởng kinh tế ngay từ đầu, nhưng sau đó có sự phục hồi và dần ổn định trước cú sốc chi tiêu chính phủ.

Hình 4.5 minh họa phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc lạm phát (INF) tại Việt Nam

Qua phân tích hàm phản ứng đẩy, ta nhận thấy rằng tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam và Thái Lan có sự biến động liên tục do các cú sốc từ DCPS, GDS, TRADE, GOV, và INF Ngược lại, Ấn Độ cho thấy sự tăng trưởng kinh tế phản ứng tích cực trong giai đoạn đầu, nhưng sau đó có xu hướng giảm và dần ổn định trước các cú sốc này.

K ế t lu ậ n

Nghiên cứu này áp dụng ba phương pháp hồi quy, bao gồm hồi quy pooled, FEM và REM, để phân tích vai trò của phát triển tài chính trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển Phân loại các nhóm nước được thực hiện dựa trên dữ liệu từ Ngân hàng Thế giới, nhằm cung cấp cái nhìn sâu sắc về mối liên hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế.

Tương đồng với kết quả nghiên cứu của Barro (1997), Bekaert et al

Nghiên cứu của Ayadi et al (2013) và Hassan et al (2011) chỉ ra rằng GDP thực bình quân đầu người thấp có liên quan đến tỷ lệ tăng trưởng cao hơn Tổng tiết kiệm trong nước được xác định là yếu tố quan trọng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển, vì nó tạo điều kiện cho đầu tư gia tăng, từ đó tích lũy vốn và thúc đẩy tăng trưởng Tuy nhiên, phân tích về tín dụng trong nước cho thấy rằng tín dụng từ hệ thống ngân hàng và cung tiền M2 có tác động trái chiều đến tăng trưởng kinh tế, điều này ngụ ý rằng quản trị và phân bổ tín dụng ở các nước đang phát triển chưa hiệu quả Để tín dụng thực sự thúc đẩy phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế, các nhà hoạch định chính sách cần cải thiện quản lý và phân bổ vốn tín dụng Ngoài ra, nghiên cứu cũng nhấn mạnh vai trò quan trọng của thương mại và chi tiêu chính phủ trong việc giải thích tăng trưởng kinh tế, cho thấy phát triển tài chính là điều kiện cần thiết cho tăng trưởng bền vững ở các nước đang phát triển.

Nghiên cứu về phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước các cú sốc của các biến phụ thuộc tại Việt Nam, Thái Lan và Ấn Độ thông qua phân tích hàm phản ứng xung cho thấy rằng tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam và Thái Lan có sự biến động rõ rệt qua các thời kỳ trước các cú sốc của DCPS, GDS, TRADE, GOV và INF Ngược lại, Ấn Độ trải qua sự biến động mạnh trong giai đoạn đầu nhưng sau đó đã dần ổn định trong thời gian dài trước các cú sốc của các biến tác động.

Bài nghiên cứu này chỉ tập trung vào việc kiểm định vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế, mà chưa xem xét mối quan hệ nhân quả giữa hai yếu tố này ở các nước đang phát triển Nghiên cứu sử dụng dữ liệu ở dạng bảng để phân tích.

1 Ayadi et al, 2013 Financial Development, Bank Efficiency and Economic Growth across the Mediterranean MEDPRO Technical Report, No.

2 Barro, 1997 Determinants of economic growth Cambridge MA: MIT press.

3 Becsi and Wang, 1997 Financial development and growth Economic

4 Bekaert et al, 2005 Does financial liberalization spur growth? Journal of Financial Economics, 77, 3–55.

5 Blackburn and Huang, 1998 A theory of growth, financial development and trade Economica, 65, 107–124.

6 Chee and Nair, 2010 The Impact of FDI and Financial sector developtment on Economic growth: Empirical evidence from Asia and Oceania International Journal of Economics and Finance, Vol 2, No 2.

7 Christopoulos and Tsionas, 2004 Financial development and economic growth: evidence from panel unit root and cointegration tests Journal of Development Economics 73 (2004), 55 – 74.

8 Giri and Mohapatra, 2012 Financial Development and Economic

Growth: Evidence from Indian Economy International Journal of Applied

9 Goldsmith, 1969 Financial structure and development New Haven, CT:

10.Gurley and Shaw, 1967 Financial structure and economic development.

Economic Development and Cultural Change, 15, 257–268. i

11.Hassan et al, 2011 Fianancial development and economic growth: New evidence from panel data The Quarterly Review of Economics and

12.King and Levine, 1993a Finance and growth: Schumpeter might be right. Quarterly Journal of Economics, 108, 717–738.

13.Levine et al, 2000 Financial intermediation and growth: Causality and causes Journal of Monetary Economics, 46, 31–77.

14.Levine, 1997 Financial development and economic growth: Views and agenda Journal of Economic Literature, XXXV, 688–726.

15.Lucas, 1988 On the mechanics of economic development Journal of

16.McKinnon, 1973 Money and capital in economic development.

17.Nyamongo et al, 2012 Remittances, financial development and economic growth in Africa Journal of Economics and Business 64 (2012) 240– 260.

18.Pagano, 1993 Financial markets and growth: An overview European

19.Patrick, 1966 Financial development and economic growth in underdeveloped countries Economic Development and Cultural Change,

20.Shaw, 1973 Financial deepening in economic development New York:

21.Solow, 1956 A Contribution to the Theory of Economic Growth.

22.Waheed and Younus, 2010 Effects of Financial Sector’s Development and Financial Sector’s Efficiency on Economic Growth: Empirical ii

Evidence from Developing and Developed Countries International

Journal of Economic Perspectives, 2010, Volume 4, Issue 2, 449-458.

1 Thiết lập dữ liệu bảng cho dữ liệu

xtset country year panel variable: country (strongly balanced) time variable: year, 1997 to 2012 delta: 1 unit

2 Bảng kiểm định hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình

corr growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf (obsF2) growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf growth 1.0000 q -0.1967 1.0000 dcbs -0.2420 0.3580 1.0000 dcps -0.1866 0.3983 0.9087 1.0000 m2 -0.1774 0.3504 0.8761 0.8958 1.0000 gds 0.1305 0.3071 0.1286 0.2721 0.1875 1.0000 trade 0.1499 0.1304 0.3713 0.5919 0.5147 0.2762 1.0000 gov -0.1220 0.4640 0.0337 0.0880 0.2215 0.0656 -0.0258 1.0000 inf -0.1016 0.0552 -0.1429 -0.1812 -0.1922 -0.0376 -0.1172 -0.0839 1.0000

3 Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài chính được đo lường bằng DCBS và GDS

3.1 Kết quả hồi quy OLS

reg growth q dcbs gds trade gov inf

Source SS df MS Number of = 462

Adj R-squared = 0.1623 Total 7566.98942 461 16.4142938 Root MSE = 3.7082 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] q -.4692538 2183546 -2.15 0.032 -.8983624 -.0401453 dcbs -.0325845 0051552 -6.32 0.000 -.0427155 -.0224534 gds 0457268 0146699 3.12 0.002 0168977 trade 0221791 00464 4.78 0.000 0130605 gov -.0583395 0418945 -1.39 0.164 -.1406702 inf -.0522697 0202324 -2.58 0.010 -.0920303 -.0125092 _cons 7.054078 1.264287 5.58 0.000 4.569511 9.53864

3.2 Kết quả hồi quy bằng mô hình fix effects

xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 462

Group variable: country Number of groups = 30

R-sq: within = 0.2072 Obs per group: min = 7 betwee = 0.2256 avg = 15.4 overall = 0.1302 ma x = 16

F(5,427) = 22.31 corr(u_i, Xb) = -0.8041 Prob > F = 0.0000 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] q (omitted) dcbs -.0600146 0111376 -5.39 0.000 -.0819058 -.038123 gds 0962408 0244979 3.93 0.000 0480892 trade 0807208 0127217 6.35 0.000 0557159 gov -.3860257 1092729 -3.53 0.000 -.6008055 -.171245 inf -.0968136 021783 -4.44 0.000 -.139629 -.053998 _cons 3.660435 1.895004 1.93 0.054 -.0642616 7.38513 sigma_ 2 u sigma_

3.5281727 3.2687444 538113 (fraction of variance due to u_i)

3.3 Kết quả hồi quy bằng mô hình random effects

xtreg growth q dcbs gds trade

Random-effects GLS regression gov inf,re

R-sq: within = 0.1931 Obs per group: min = 7 between = 0.3151 avg = 15.4 overall = 0.1633 max = 16

Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 83.54 corr(u_i, X) = 0

(assumed) Prob > chi2 = 0.0000 growth Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] q -.2878659 3800399 -0.76 0.449 -1.03273 dcbs -.0434867 0078142 -5.57 0.000 -.0588023 -.0281712 gds 0714413 0197119 3.62 0.000 0328068 trade 0369029 0074738 4.94 0.000 0222545 gov -.16451 0676294 -2.43 0.015 -.2970611 -.0319589 inf -.0697681 0210877 -3.31 0.001 -.1110991 -.028437 _cons 6.024561 2.331023 2.58 0.010 1.45584 10.5932 sigma_u 1.5094183 8 sigma_e 3.2687444 rho 17575697 (fraction of variance due to u_i)

Var sd = sqrt(Var) growth e u 16.41429

3.4 Kiểm định Hausman test lựa chọn giữa ước lượng fix effects và ước lượng random effects

S.E dcbs -.0600146 -.0434867 -.0165278 0079362 gds 0962408 0714413 0247995 0145462 trade 0807208 0369029 0438179 0102948 gov -.3860257 -.16451 -.2215157 0858303 inf -.0968136 -.0697681 -.0270455 0054601 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg Test: Ho: difference in coefficients not systematic chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)

3.5 Kiểm định Breush – Pagan test kiểm định sự phù hợp giữa random effects và pooled regression

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects growth[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t]

Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 62.34 Prob > chi2 = 0.0000

3.6 Kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (30) = 2579.98

xtserial growth q dcbs gds trade gov inf

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation

3.7 Kết quả xử lý bằng GLS

xtgls growth q dcbs gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1)

Cross-sectional time-series FGLS regression

Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3529)

Estimated covariances = 30 Numbe of obs = 462

Estimated autocorrelations = 1 Numbe of groups = 30

Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 7 avg = 15.4 ma = 16

Wald chi2(6) = 98.77 Prob > chi2 = 0.0000 growth Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] q -.4057465 2306605 -1.76 0.079 -.8578329 dcbs -.0221807 0048001 -4.62 0.000 -.0315888 -.012772 gds 0403587 0136459 2.96 0.003 0136133 trade 0261054 003879 6.73 0.000 0185027 gov -.0796983 0403467 -1.98 0.048 -.1587763 -.000620 inf -.0311106 0173808 -1.79 0.073 -.0651764

4 Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài chính được đo lường bằng DCPS và GDS

reg growth q dcps gds trade gov inf

Source SS df MS Number of obs = 462

Adj R-squared = 0.1814 Total 7566.98942 461 16.4142938 Root MSE = 3.6655 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] q -.3823694 2170288 -1.76 0.079 -.8088724 dcps -.0539204 0075108 -7.18 0.000 -.0686805 -.039160 gds 0559889 014443 3.88 0.000 0276056 trade 0336188 0052383 6.42 0.000 0233246 gov -.0452022 0410695 -1.10 0.272 -.1259116 inf -.0594652 0201156 -2.96 0.003 -.0989961 -.019934 _cons 5.74438 1.296153 4.43 0.000 3.197192 8.29156

xtreg growth q dcps gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity

F(5,427) = 21.76 corr(u_i, Xb) = -0.7504 Prob > F = 0.0000 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] q (omitted) dcps -.068093 0131815 -5.17 0.000 -.0940016 -.0421844 gds 1122733 0249025 4.51 0.000 0633266 16122 trade 082901 0128863 6.43 0.000 0575726 gov -.3329705 109716 -3.03 0.003 -.5486211 -.1173199 inf -.0956257 0218358 -4.38 0.000 -.1385448 -.0527066 _cons 2.288353 1.875143 1.22 0.223 -1.397307 5.97401 sigma_u 3.1520229 3 sigma_e 3.2771995 rho 48053742 (fraction of variance due to u_i)

F test that all u_i=0: F(29, 427) = 4.90 Prob > F = 0.0000 estimates store fix2

xtreg growth q dcps gds trade gov inf,re

Random-effects GLS regression Number of obs = 462

R-sq: within = 0.1862 Obs per group: min = 7 between 0.3411 avg = 15.4 overall = 0.1822 ma x = 16

Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 91.74 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 growth Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] q -.279192 3680576 -0.76 0.448 -1.000572 dcps -.0640436 0102945 -6.22 0.000 -.0842204 -.043866 gds 0849249 0195098 4.35 0.000 0466864 trade 0470717 0079179 5.94 0.000 0315528 gov -.1316305 0658662 -2.00 0.046 -.260726 -.002535 inf -.0719893 0209382 -3.44 0.001 -.1130274 -.030951 _cons 4.896368 2.30453 2.12 0.034 3795714 9.41316 sigma_u 1.4699265 5 sigma_e 3.2771995 rho 16748551 (fraction of variance due to u_i)

S.E dcps -.068093 -.0640436 -.004049 0082325 gds 1122733 0849249 0154758 trade 082901 0470717 0101667 gov -.3329705 -.1316305 -.20134 0877453 inf -.0956257 -.0719893 -.023636

4 0061965 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (30) = 2992.13 Prob>chi2 = 0.0000

xtserial growth q dcps gds trade gov inf

4.6 Kết quả xử lý bằng GLS

xtgls growth q dcps gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1)

Cross-sectional time-series FGLS regression

Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3508)

Estimated covariances = 30 Number of obs = 462

Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 30

Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 7 avg = 15.4 ma = 16

Wald chi2(6) = 97.49 Prob > chi2 = 0.0000 growth Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] q -.3593851 2313564 -1.55 0.120 -.8128352 dcps -.0327023 0068561 -4.77 0.000 -.04614 -.019264 gds 0447906 0138173 3.24 0.001 0177093 trade 0324679 0044932 7.23 0.000 0236615 gov -.0825653 0404324 -2.04 0.041 -.1618114 -.003319 inf -.0320696 0179505 -1.79 0.074 -.0672518

5 Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài chính được đo lường bằng M2 và GDS

reg growth q m2 gds trade gov inf

Number of obs = 467 F( 6, 460) = 14.75 Prob > F = 0.0000 R-squared = 0.1613 Adj R-squared = 0.1504 Root MSE = 3.7169 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] q -.678151 2092239 -3.24 0.001 -1.089304 -.26699 m2 -.0395743 006794 -5.82 0.000 -.0529255 -.026223 gds 0499081 014016 3.56 0.000 0223648 trade 027142 0050208 5.41 0.000 0172754 gov 0128453 0416799 0.31 0.758 -.0690613 inf -.0508424 0202701 -2.51 0.012 -.0906759 -.011008 _cons 7.658778 1.240538 6.17 0.000 5.220954 10.096

xtreg growth q m2 gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity

F(5,432) = 18.00 corr(u_i, Xb) = -0.7915 Prob > F = 0.0000 growth Coef Std Err t P>|t| [95% Conf Interval] q (omitted) m2 -.049167 0160846 -3.06 0.002 -.0807807 -.017553 gds 0970364 0247927 3.91 0.000 0483071 trade 0796903 0132147 6.03 0.000 0537172 gov -.3491096 1110832 -3.14 0.002 -.5674403 -.130778 inf -.0966333 0221461 -4.36 0.000 -.1401608 -.053105 _cons 3.023887 1.892922 1.60 0.111 -.6965958 6.74436 sigma_u 3.4738136 9 sigma_e 3.3288452 rho 52130087 (fraction of variance due to u_i)

F test that all u_i=0: F(29, 432) = 4.88 Prob > F = 0.0000 estimates store fix3

xtreg growth q m2 gds trade gov

Random-effects GLS regression inf,re

Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 67.51 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000 growth Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval] q -.6090795 3561816 -1.71 0.087 -1.307183 m2 -.0425238 0103142 -4.12 0.000 -.0627393 -.022308 gds 0747048 0190828 3.91 0.000 0373031 trade 0380829 0078206 4.87 0.000 0227549 gov -.0813967 065837 -1.24 0.216 -.2104348 inf -.0659699 0212759 -3.10 0.002 -.1076699 -.024269 _cons 7.215386 2.199829 3.28 0.001 2.9038 11.5269 sigma_u 1.4145434 7 sigma_e 3.3288452 rho 15295146 (fraction of variance due to u_i)

S.E m2 -.049167 -.0425238 -.0066431 0123422 gds 0970364 0747048 0223316 0158279 trade 0796903 0380829 0416074 0106521 gov -.3491096 -.0813967 -.2677129 0894705 inf -.0966333 -.0659699 -.0306634 006147 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (30) = 5077.21

xtserial growth q m2 gds trade gov inf

Tiêu đề	Phát Triển Tài Chính Và Tăng Trưởng Kinh Tế Ở Các Nước Đang Phát Triển
Tác giả	Bùi Thị Phương Thùy
Trường học	Học viện Tài chính
Chuyên ngành	Tài chính
Thể loại	luận văn thạc sĩ
Năm xuất bản	2013
Thành phố	TP.Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	68
Dung lượng	285,42 KB