Mối Quan Hệ Giữa Độ Mở Thương Mại, Độ Mở Tài Chính

Giới thiệu

Trong thập kỷ qua, sự phát triển của toàn cầu hóa kinh tế đã làm nổi bật mối liên hệ giữa tài chính và độ mở của nền kinh tế Sự phát triển tài chính củng cố nguồn lực quốc gia, trong khi việc gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) giúp các quốc gia đang phát triển mở rộng thương mại, tạo nền tảng cho một nền kinh tế phát triển Tự do hóa thương mại đã thúc đẩy giao thương mạnh mẽ, hình thành nền kinh tế mở đa ngành với sức cạnh tranh cao Bãi bỏ rào cản thuế quan trong tự do hóa thương mại thu hút nguồn vốn FDI, một yếu tố quan trọng cho phát triển tài chính và kinh tế Việc thu hút FDI không chỉ gia tăng nguồn vốn mà còn mang lại công nghệ và khoa học kỹ thuật, tạo ra hàng hóa chất lượng cao phục vụ cho thị trường nội địa và xuất khẩu, từ đó mở rộng thương mại cho các nước đang phát triển.

Tự do hóa thương mại và tài chính có thể tạo ra cơ hội phát triển cho các quốc gia, nhưng cũng làm tăng sự phụ thuộc vào các nước khác, đặc biệt là ở các nước đang phát triển Sự cạnh tranh khốc liệt trong nền kinh tế thị trường mở đặt ra câu hỏi về tác động thực sự của tự do hóa đối với sự phát triển tài chính của những quốc gia này.

Tôi đã quyết định nghiên cứu đề tài "Mối liên hệ giữa độ mở thương mại, độ mở tài chính và phát triển tài chính: Bằng chứng ở các nước đang phát triển" trong luận văn của mình.

Mục tiêu nghiên cứu của đề tài là cung cấp bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa các nhân tố phát triển tài chính, tự do hóa tài chính và tự do hóa thương mại tại các nước đang phát triển Nghiên cứu sẽ xem xét liệu mối quan hệ giữa ba yếu tố này là một chiều hay hai chiều.

Trong bài viết này, tôi đã áp dụng phương pháp hồi quy FGLS (Feasible Generalized Least Squares) để phân tích dữ liệu bảng tại 29 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn từ năm 2000 đến 2011.

Cấu trúc của luận văn gồm những phần quan trọng sau:

Trong phần 2 của bài viết, chúng tôi sẽ tổng quan các nghiên cứu trước đây liên quan đến mối quan hệ giữa phát triển tài chính và độ mở thương mại cũng như độ mở tài chính Những nghiên cứu này đã chỉ ra rằng sự phát triển tài chính có thể thúc đẩy hoạt động thương mại quốc tế, đồng thời độ mở tài chính cũng ảnh hưởng đến khả năng tiếp cận các nguồn vốn và đầu tư nước ngoài Thông qua việc phân tích các dữ liệu và kết quả từ những nghiên cứu trước, chúng tôi sẽ làm rõ hơn về sự tương tác giữa các yếu tố này và tầm quan trọng của chúng trong bối cảnh kinh tế toàn cầu.

Phần 3: Phương pháp nghiên cứu, trình bày dữ liệu nghiên cứu, mô hình, và phương pháp nghiên cứu

Phần 4: Nội dung, kết quả nghiên cứu, trình bày kết quả ước lượng đạt được Phần 5: Kết luận.

Tổng quan những nghiên cứu trước đây

Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính

Nhiều tác giả đã nghiên cứu về tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính Bài nghiên cứu này sẽ giới thiệu hai nghiên cứu với phương pháp và kết quả đáng chú ý.

 Nghiên cứu của Do, Q.-T and Levchenko (2004), Trade and Financial Development

Nghiên cứu của Do, Q.-T và Levchenko (2004) tập trung vào mối quan hệ giữa độ mở thương mại và phát triển tài chính của các quốc gia Tác giả đã sử dụng phương pháp hồi quy OLS để phân tích dữ liệu thu thập từ 22 quốc gia OECD và 55 nước đang phát triển trong giai đoạn 1965-2000, nhằm chứng minh tác động của độ mở thương mại đến sự phát triển tài chính.

Nghiên cứu năm 1995 chỉ ra rằng tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính, được đo lường bằng tỷ lệ tín dụng tư nhân trên GDP, phụ thuộc vào mức thu nhập trung bình của mỗi quốc gia Cụ thể, ở các quốc gia có thu nhập trung bình cao, độ mở thương mại có mối tương quan dương với phát triển tài chính, trong khi ở các quốc gia thu nhập thấp, mối tương quan này lại nghịch chiều Tuy nhiên, phương pháp OLS thông thường không chứng minh được mối quan hệ nhân quả giữa độ mở thương mại và phát triển tài chính, do đó, tác giả đã bổ sung các biến công cụ vào mô hình hồi quy Kết quả nghiên cứu vẫn cho thấy rằng tác động của độ mở thương mại đối với phát triển tài chính khác nhau tùy thuộc vào mức thu nhập trung bình của từng quốc gia.

 Nghiên cứu của Kim và cộng sự (2009), Dynamic effects of trade openness on financial development

Nghiên cứu của Kim và cộng sự (2009) đã phân tích tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính của các quốc gia trên thế giới, cho thấy tự do thương mại có ảnh hưởng tích cực nhưng cũng tạo ra áp lực cạnh tranh và rủi ro, dẫn đến khủng hoảng ngắn hạn Tác giả tập trung vào tác động ngắn và dài hạn của độ mở thương mại, sử dụng dữ liệu bảng từ 88 quốc gia (thu nhập cao, trung bình và thấp) trong giai đoạn 1960-2005 và phương pháp PMG Để đo lường phát triển tài chính, nghiên cứu sử dụng ba biến: tín dụng tư nhân, cung tiền M3 và tài sản ngân hàng, trong khi độ mở thương mại được đo bằng logarit tổng xuất nhập khẩu/GDP Kết quả cho thấy tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính phụ thuộc vào mức thu nhập: các nước thu nhập thấp có tác động cùng chiều trong dài hạn nhưng nghịch chiều trong ngắn hạn, trong khi các nước thu nhập cao có tác động cùng chiều trong dài hạn mà không có tác động ngắn hạn.

Tác động của độ mở thương mại, độ mở tài chính đến phát triển tài chính

 Nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003), The great reversals: the politics of financial development in the twentieth century

Nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003) về phát triển tài chính ở 24 quốc gia, chủ yếu là các nước phát triển từ 1913-1999, sử dụng phương pháp hồi quy đa biến với dữ liệu bảng Bài nghiên cứu xác định bốn yếu tố chính ảnh hưởng đến phát triển tài chính, bao gồm phát triển ngân hàng và phát triển thị trường vốn Các biến phụ thuộc được sử dụng để đo lường phát triển tài chính là tỷ số vốn hóa thị trường/GDP, số công ty niêm yết trên sàn chứng khoán/1.000 dân và số cổ phiếu phát hành/GDP Mô hình hồi quy cũng xem xét các biến độc lập như tỷ lệ công nghiệp/GDP, độ mở thương mại và các biến tương tác Kết quả cho thấy sự tương quan dương mạnh giữa phát triển tài chính và tự do hóa thương mại khi quốc gia mở cửa dòng vốn, nhưng mức độ tương quan này giảm khi dòng vốn bị hạn chế.

 Nghiên cứu của Siong Hook Law (2006), Openness, Institutions and

Bài nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003) cùng với Hook Law (2006) đã phân tích tác động của độ mở thương mại và độ mở tài chính đến sự phát triển tài chính tại 43 nước đang phát triển trong giai đoạn 1980-2001 Các yếu tố phát triển tài chính được đo lường thông qua sự phát triển của khu vực ngân hàng và thị trường vốn Độ mở thương mại được xác định qua tỷ lệ xuất nhập khẩu trên GDP, trong khi độ mở tài chính được đánh giá qua dòng vốn tư nhân và chỉ số tự do hóa tài chính của Chinn và Ito (2002) Nghiên cứu sử dụng phương pháp GMM cho dữ liệu về khu vực ngân hàng và PMG cho dữ liệu về thị trường vốn Kết quả cho thấy độ mở thương mại và tài chính đều thúc đẩy sự phát triển tài chính, tuy nhiên, ảnh hưởng của độ mở thương mại đến phát triển tài chính còn phụ thuộc vào mức thu nhập trung bình của từng quốc gia.

 Nghiên cứu của Baltagi và cộng sự (2009), Financial development and openness: Evidence from panel data

Baltagi và cộng sự (2009) đã nghiên cứu sự phát triển tài chính và độ mở thương mại, độ mở tài chính ở các quốc gia phát triển và đang phát triển bằng dữ liệu bảng Phát triển tài chính được đo lường qua tín dụng tư nhân và chỉ số vốn hóa thị trường, trong khi độ mở tài chính ở các nước đang phát triển được đánh giá qua chỉ số tự do hóa tài chính và chỉ số tự do hóa dòng vốn Độ mở thương mại được xác định qua tổng xuất nhập khẩu/GDP Mô hình nghiên cứu cũng xem xét các biến liên quan đến rủi ro quốc gia, và mối quan hệ giữa độ mở thương mại, độ mở tài chính và phát triển tài chính được ước lượng bằng phương pháp system GMM Kết quả cho thấy rằng độ mở tài chính và độ mở thương mại có mối quan hệ nghịch chiều với mức độ mở cửa tài chính và thương mại, tức là các nền kinh tế đóng cửa có thể hưởng lợi từ việc mở cửa Mặc dù một quốc gia có thể thu được lợi ích từ cả hai loại mở cửa, nhưng việc chỉ mở cửa thương mại hoặc tài chính cũng có thể mang lại lợi ích cho sự phát triển của khu vực ngân hàng.

 Nghiên cứu của Hanh (2009), Financial Development, Financial

Openness and Trade Openness: New evidence

Nghiên cứu của Hanh (2009) đã điều tra mối liên kết giữa phát triển tài chính, độ mở tài chính và độ mở thương mại ở hai mươi chín nước đang phát triển tại châu Á trong giai đoạn 1994–2008 Các biến chính được xem xét bao gồm phát triển tài chính (đo bằng M3/GDP và tín dụng cho khu vực tư nhân/GDP), độ mở tài chính (đo bằng FDI/GDP và dòng vốn tư nhân/GDP), và độ mở thương mại (tổng xuất nhập khẩu/GDP) Nghiên cứu cũng sử dụng các biến kiểm soát như độ rủi ro quốc gia, tốc độ tăng trưởng GDP và tỷ giá hối đoái thực Qua ba bước kiểm định, tác giả đã xác định mối quan hệ nhân quả giữa phát triển tài chính với độ mở tài chính và thương mại, nhấn mạnh rằng sự mở cửa thị trường là điều kiện tiên quyết cho sự phát triển Hơn nữa, nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa các chỉ số phát triển tài chính và độ mở tài chính là không đồng nhất, với sự tương quan dương giữa độ mở tài chính và tín dụng cho khu vực tư nhân, nhưng không có mối liên hệ rõ ràng giữa độ mở tài chính và cung tiền M3.

Tác động của độ mở thương mại đến độ mở tài chính

 Nghiên cứu của Kandiero và Chitiga (2006), Trade Openness and

Foreign Direct Investment in Africa

Nghiên cứu của Kandiero và Chitiga (2006) đã phân tích tác động của độ mở thương mại đến đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) tại châu Phi qua bốn giai đoạn từ 1980 đến 2001 Các tác giả đã sử dụng hồi quy FDI với các biến như độ mở thương mại, thuế thương mại, cơ sở hạ tầng, lương, quy mô thị trường và tỷ giá hối đoái thực, đồng thời bổ sung hai biến vùng miền và ổn định chính trị để đảm bảo độ tin cậy Phương pháp GMM được áp dụng để xử lý vấn đề nội sinh trong mô hình Kết quả cho thấy độ mở thương mại có tác động tích cực đến việc thu hút FDI, đặc biệt là việc giảm thuế và gỡ bỏ hàng rào phi thuế quan Ngoài ra, mở rộng tự do hóa trong ngành dịch vụ sẽ mang lại lợi ích lớn Nghiên cứu của Lane và Milesi-Ferretti (2006) cũng chỉ ra rằng FDI là chỉ tiêu đo lường cho độ mở tài chính, cho thấy mối quan hệ tích cực giữa độ mở thương mại và độ mở tài chính.

 Nghiên cứu của Thomas và cộng sự (2008), Linkages between Financial

Deepening, Trade Openness and Economic Development: Causality Evidence from Sub-Saharan Africa

Nghiên cứu của Thomas (2008) tập trung vào mối quan hệ giữa phát triển tài chính, độ mở thương mại, độ mở tài chính và tăng trưởng kinh tế, sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian từ 16 quốc gia ở khu vực Tiểu Sahara châu Phi Tác giả đã áp dụng các biến số như tăng trưởng kinh tế (được đo bằng GDP thực trên đầu người), độ mở thương mại (tính bằng tổng xuất nhập khẩu so với GDP) và phát triển tài chính (được đo bằng nhiều chỉ tiêu khác nhau).

Nghiên cứu này đã thực hiện các kiểm định để đánh giá mối quan hệ giữa phát triển tài chính, độ mở và tăng trưởng kinh tế Đầu tiên, tác giả sử dụng phân tích khám phá nhân tố để xác định các nhân tố đo lường sự phát triển tài chính Tiếp theo, các kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết được thực hiện để kiểm tra tính dừng và mối đồng liên kết trong chuỗi dữ liệu Các kiểm định mối quan hệ nhân quả, bao gồm Granger, Var và VECM, đã chỉ ra rằng không có mối quan hệ dài hạn giữa các nhân tố phát triển tài chính, độ mở và tăng trưởng kinh tế Hơn nữa, có ít bằng chứng cho thấy sự tồn tại mối quan hệ nhân quả giữa chiều sâu tài chính và tăng trưởng kinh tế, trong khi đó, mối liên hệ giữa độ mở thương mại và độ mở tài chính được xác nhận.

 Nghiên cứu của Asongu Simplice Anutechia (2010), Linkages between

Financial Development and Openness: panel evidence from developing countries

Nghiên cứu của Asongu (2010) phân tích mối liên kết giữa phát triển tài chính và độ mở tại 29 nước đang phát triển ở châu Phi trong giai đoạn 1987-2008 Kết quả cho thấy mối liên hệ này có tương quan dương, góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia này Tác giả áp dụng kỹ thuật dữ liệu bảng để kiểm tra mối quan hệ hai chiều giữa phát triển tài chính, được đo lường qua tín dụng tư nhân so với GDP (PCRgdp) và cung tiền M3 so với GDP (LLgdp), cùng với độ mở tài chính, được đánh giá qua đầu tư nước ngoài so với GDP (FDIgdp) và dòng vốn tư nhân so với GDP (PCFgdp), cũng như độ mở thương mại.

Bài viết trình bày việc đo lường mối quan hệ giữa tổng xuất nhập khẩu/GDP (IXgdp) và tăng trưởng GDP trên đầu người (GDPpcg) thông qua các phương pháp phân tích như PCA để xác định ảnh hưởng của các yếu tố đến phát triển tài chính và độ mở tài chính Tác giả đã thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu, sau đó áp dụng phương pháp GLS with FE để ước lượng và kiểm định các kết quả bằng kiểm định Robust Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng độ mở thương mại và độ mở tài chính có mối quan hệ hai chiều cùng chiều, trong khi phát triển tài chính và độ mở tài chính lại có mối quan hệ hai chiều nghịch chiều.

Bảng 2.1: Tóm tắt các công trình nghiên cứu trước đây

Tác giả Tổng quan nghiên cứu

Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính

55 nước đang phát triển từ 1965-

Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính phụ thuộc vào mức thu nhập trung bình của mỗi quốc gia

Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính trong ngắn và dài hạn phụ thuộc vào mức thu nhập trung bình mỗi quốc gia

Tác động của độ mở thương mại, độ mở tài chính đến phát triển tài chính

- Phương pháp hồi quy đa biến

Nếu quốc gia mở cửa dòng vốn mạnh, độ mở thương mại sẽ có tác động mạnh đến phát triển tài chính

- 43 nước đang phát triển từ 1980-2001

- Phương pháp PMG Độ mở thương mại, độ mở tài chính có tác động tích cực đối với phát triển tài chính mỗi quốc gia

- Các nước đang phát triển trên thế giới

Những nền kinh tế đóng của sẽ được hưởng nhiều lợi ích từ mở cửa thương mại và mở cửa tài chính

Hanh (2009) Các nước châu Á Tồn tại mối quan hệ từ 1994-2008 hai chiều giữa phát triển tài chính và độ mở thương mại, độ mở tài chính

Tác động của độ mở thương mại đến độ mở tài chính

Các nước châu Phi từ 1980-2001 Độ mở thương mại có tác động tích cực đến độ mở tài chính

Các nước tiểu Saharan khu vực châu Phi

- Không có mối quan hệ trong dài hạn giữa phát triển tài chính và độ mở

- Có mối quan hệ giữa độ mở tài chính và độ mở thương mại

28 nước đang phát triển ở châu Phi từ 1987-2008

Phương pháp phân tích dữ liệu bảng cho thấy rằng độ mở thương mại và độ mở tài chính có mối quan hệ hai chiều và cùng chiều Đồng thời, độ mở tài chính và phát triển tài chính cũng có mối quan hệ hai chiều, nhưng lại mang tính chất nghịch chiều.

Phương pháp nghiên cứu

Mô hình nghiên cứu

Để nghiên cứu mối quan hệ giữa phát triển tài chính và độ mở thương mại cũng như độ mở tài chính ở các nước đang phát triển, bài viết dựa trên nghiên cứu của Asongu Anuchieta đã sử dụng các biến sau: tín dụng tư nhân từ tiền gửi ngân hàng so với GDP, nợ có tính thanh khoản so với GDP, đầu tư trực tiếp nước ngoài so với GDP, tổng dòng vốn tư nhân so với GDP, tổng xuất nhập khẩu so với GDP, và tốc độ tăng trưởng GDP trên đầu người.

Trong các nghiên cứu trước đây, phát triển tài chính thường được đo lường qua nhiều chỉ tiêu như tín dụng tư nhân, cung tiền M3, tài sản ngân hàng và số công ty niêm yết trên sàn chứng khoán Trong số đó, tín dụng tư nhân cấp bởi tiền gửi ngân hàng và cung tiền M3 là hai chỉ tiêu phổ biến và dễ thu thập dữ liệu Do đó, tôi quyết định sử dụng hai biến này để đo lường nhân tố phát triển tài chính.

Nhân tố độ mở tài chính được xây dựng theo chỉ tiêu của Lane và Milesi Ferreti (2006) cùng với chỉ số độ mở tài khoản vốn (KOPEN) của Chin và Ito (2006) Trong nghiên cứu này, do hạn chế về dữ liệu, tôi sử dụng hai biến đầu tư trực tiếp ra nước ngoài và tổng dòng vốn tư nhân để đo lường độ mở tài chính, tương tự như các nghiên cứu của Baltagi (2009) và Hanh (2010) Để đo lường độ mở thương mại, Svaleryd và Vlachos (2002) áp dụng chỉ số Sachs-Warner, xác định một quốc gia mở cửa thương mại nếu không có các điều kiện hạn chế như thuế quan trung bình trên 40% hay phần lớn xuất khẩu được bảo hộ Tuy nhiên, để đơn giản hóa, tôi sử dụng tỷ số tổng xuất nhập khẩu so với GDP, phương pháp phổ biến trong nhiều nghiên cứu như Baltagi (2009), Hanh (2010), và Rajan và Zingales (2003).

Cuối cùng, dựa theo nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003) biến kiểm soát GDP/đầu người sẽ được đưa vào mô hình nghiên cứu

Dựa vào công trình nghiên cứu của Rajan và Zingales (2003), Baltagi

Nghiên cứu của Kim và cộng sự (2009), Do, Q.-T và Levchenko (2004) cho thấy độ mở thương mại có tác động tích cực đến phát triển tài chính Hanh (2010) đã chỉ ra mối quan hệ hai chiều giữa phát triển tài chính và độ mở thương mại Do đó, tôi cũng kỳ vọng rằng sẽ tồn tại mối quan hệ tương hỗ giữa hai yếu tố này, trong đó độ mở thương mại không chỉ thúc đẩy phát triển tài chính mà còn nhận lại những lợi ích từ sự phát triển này.

Trong bài nghiên cứu của Baltagi (2009), Hook Law (2006) độ mở tài chính cũng có tác động tích cực đến phát triển tài chính Hanh (2010), Thomas

Nghiên cứu năm 2006 đã chỉ ra mối quan hệ hai chiều giữa độ mở tài chính và phát triển tài chính Dựa trên những phát hiện này, luận văn của tôi hy vọng xác định được mối quan hệ tích cực giữa phát triển tài chính và độ mở tài chính.

Kandiero và Chitiga (2006) đã chỉ ra rằng độ mở thương mại có ảnh hưởng tích cực đến đầu tư trực tiếp nước ngoài Do đó, tôi tin rằng sẽ có mối tương quan tích cực giữa độ mở tài chính và độ mở thương mại.

Trong luận văn, nhân tố phát triển tài chính được đo lường qua hai biến: tín dụng tư nhân do tiền gửi ngân hàng/GDP và cung tiền M3/GDP Nhân tố độ mở tài chính được xác định qua đầu tư trực tiếp nước ngoài/GDP và tổng dòng vốn tư nhân/GDP, trong khi độ mở thương mại được đo bằng tổng xuất nhập khẩu/GDP Để nghiên cứu mối quan hệ giữa ba nhân tố này, tôi sẽ thực hiện hồi quy từng biến theo các biến còn lại và biến kiểm soát là tốc độ tăng trưởng GDP/đầu người, với tổng cộng 5 mô hình nghiên cứu.

FDIit = γ10i + γ11PCRit + γ12LLit + γ13IXit + γ14PCFit + γ15GDPpcgit + ε1it (1) PCFit = γ20i + γ21PCRit + γ22LLit + γ23IXit + γ24FDIit + γ25GDPpcgit + ε2it (2)

LLit = γ30i + γ31PCFit + γ32FDIit + γ33IXit + γ34PCRit + γ35GDPpcgit + ε3it (3) PCRit = γ40i + γ41PCFit + γ42FDIit + γ43IXit + γ44LLit + γ45GDPpcgit + ε4it (4)

IXit = γ50i + γ51PCFit + γ52FDIit + γ53PCRit + γ54LLit + γ55GDPpcgit + ε5it (5) Trong đó, i=1…n: nước; t=1 …N: thời kỳ

Bảng 3.1: Mô tả biến trong mô hình nghiên cứu

Biến Tên biến Các nghiên cứu trước đây đã sử dụng

Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài/GDP của quốc gia i tại thời gian t

Tổng dòng vốn tư nhân/GDP của quốc gia i tại thời gian t

Cung tiền M3/GDP của quốc gia i tại thời gian t

Tín dụng tư nhân cấp bởi tiền gửi ngân hàng của quốc gia i tài thời gian t - Asongu (2010)

IX it Độ mở thương mại đo lường bằng tổng xuất nhập khẩu/GDP của quốc gia i tại thời gian t

Tốc độ tăng trưởng GDP của quốc gia i tại thời gian t -

Bảng 3.2: Mô tả biến độc lập và biến phụ thuộc sử dụng trong 5 phương trình

Trình Biến Phụ Thuộc Biến Độc Lập

Phương trình (3) LL it  PCF it

Dữ liệu nghiên cứu

Luận văn này phân tích dữ liệu bảng từ 29 quốc gia đang phát triển trên toàn cầu trong giai đoạn 2000-2011 Danh sách chi tiết các quốc gia được trình bày trong bảng dưới đây.

Bảng 3.3: Danh sách các nước trong mẫu nghiên cứu

STT Tên nước STT Tên nước

Dữ liệu được thu thập từ những nguồn đáng tin cậy như: World Bank, UNCTAD Cụ thể như sau:

Bảng 3.4: Nguồn thu thập dữ liệu nghiên cứu

Biến Tên biến Cách tính Nguồn thu thập dữ liệu

LL Nợ có tính thanh khoản

PCR Tín dụng tư nhân cấp bởi tiền gửi ngân hàng

PCF Tổng dòng vốn tư nhân

% so với GDP World Bank ‘s

FDI Đầu tư trực tiếp nước ngoài

% so với GDP World Bank ‘s

IX Độ mở thương mại

% tổng xuất nhập khẩu so với GDP

World Bank ‘s World Developmet Indicators, UNCTAD

GDPpcg Tốc độ tăng trường GDP/ đầu người

% thay đổi trong GDP/đầu người hàng năm

World Bank ‘s World Developmet Indicators, UNCTAD

Phương pháp nghiên cứu

Để thực hiện hồi quy các mô hình trong phần 3.1, tôi sẽ áp dụng phương pháp phân tích dữ liệu bảng, bao gồm các kỹ thuật như Pooled OLS, tác động cố định, tác động ngẫu nhiên và phương pháp GLS.

Phương pháp pooled OLS giả định rằng tất cả các hệ số đều không thay đổi theo không gian và thời gian, cho thấy rằng không có sự khác biệt giữa ma trận dữ liệu của các đơn vị chéo.

Phương pháp tác động cố định (FEM) dựa trên giả định rằng mỗi đơn vị chéo có những đặc điểm riêng biệt ảnh hưởng đến các biến giải thích Phương pháp này phân tích mối tương quan giữa sai số của từng đơn vị với các biến giải thích, nhằm kiểm soát và tách biệt ảnh hưởng của các đặc điểm không đổi theo thời gian Điều này cho phép ước lượng ảnh hưởng ròng của biến giải thích lên biến phụ thuộc Mô hình cho phương pháp tác động cố định được thể hiện qua công thức: yit = β1i + β2xit + uit, trong đó tung độ gốc thay đổi theo từng đơn vị nhưng không thay đổi theo thời gian.

Phương pháp random effects (REM) trong mô hình hồi quy cho phép hằng số β1i của mỗi đơn vị chéo được coi là một tham số ngẫu nhiên thay vì cố định Cụ thể, hằng số này được biểu diễn dưới dạng hàm β1: β1i = β1 + εi, trong đó εi đại diện cho sai số ngẫu nhiên.

Ta có thể viết mô hình hồi quy tác động ngẫu nhiên như sau: yit = α + βxit + wit trong đó wit = εi + uit

Trong bài viết này, εi đại diện cho thành phần sai số theo không gian hoặc theo các đơn vị chéo, trong khi νit thể hiện thành phần sai số kết hợp giữa không gian và chuỗi thời gian.

Xit vẫn giữ vai trò là ma trận 1xk vecto của các biến giải thích Tuy nhiên, khác với phương pháp tác động cố định, biến giả không được áp dụng để xác định sự khác biệt giữa các đơn vị chéo, mà điều này được thể hiện qua sai số εi.

Phương pháp FGLS (feasible generalized least square) được áp dụng khi dữ liệu bảng gặp hiện tượng tự tương quan hoặc phương sai thay đổi, dẫn đến kết quả hồi quy không đáng tin cậy FGLS ước tính mô hình theo phương pháp OLS, ngay cả khi có sự tồn tại của các hiện tượng này Các sai số từ mô hình được sử dụng để ước lượng ma trận phương sai - hiệp phương sai, từ đó chuyển đổi các biến ban đầu và ước tính các tham số cần tìm trong mô hình.

 Các kiểm định thực hiện:

- Kiểm định Breusch – Pagan Lagrangian (BP):

Giả thuyết Ho1: phương pháp Pooled OLS là phù hợp

Nếu p-value < mức ý nghĩa đã chọn, có thể bác bỏ giả thuyết Ho1, tức là có thể chọn phương pháp REM

Giả thuyết Ho2: không cần đưa thêm tác động thời gian vào mô hình FEM

Nếu p-value < mức ý nghĩa đã chọn, có thể bác bỏ giả thuyết Ho2, tức là nên đưa thêm tác động thời gian vào mô hình

Giả thuyết Ho3: tác động cá biệt của mỗi đơn vị chéo không gian không có tương quan với các biến hồi quy khác trong mô hình

Nếu p-value nhỏ hơn mức ý nghĩa đã chọn, giả thuyết Ho3 có thể bị bác bỏ, dẫn đến việc mô hình hồi quy theo REM có thể cho kết quả bị thiên lệch Do đó, mô hình FEM được ưu tiên sử dụng hơn.

- Kiểm định Wald: kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình

Giả thuyết Ho4: mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi

Nếu p-value < mức ý nghĩa đã chọn, có thể bác bỏ giả thuyết Ho5, mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi

- Kiểm định Lagram – Multiplier (LM): kiểm định hiện tượng tự tương quan của sai số trong mô hình

Giả thuyết Ho5: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan

Nếu p-value < mức ý nghĩa đã chọn, có thể bác bỏ giả thuyết Ho4, mô hình có hiện tượng tự tương quan.

Kết quả nghiên cứu

Thống kê mô tả

Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến

Dựa vào bảng thống kê mô tả, giá trị trung bình và trung vị của các biến LL, PCR, IX có sự chênh lệch đáng kể, trong khi độ lệch chuẩn của chúng cũng tương đối lớn, cho thấy dữ liệu không tuân theo phân phối chuẩn.

Bảng 4.2: Ma trận tương quan

Dựa vào bảng ma trận tương quan, có thể nhận thấy rằng chỉ có LL và PCR; FDI và PCF có hệ số tương quan cao, do cùng đo lường cho một nhân tố Các hệ số tương quan giữa các biến như LL, PCR, FDI, PCF, IX và GDP đều thấp, cho thấy mô hình nghiên cứu ít có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến Điều này cho phép khẳng định rằng các biến được đưa vào mô hình là tương đối phù hợp để nghiên cứu mối quan hệ giữa phát triển tài chính và độ mở.

Kết quả các kiểm định cho 5 phương trình

Trước khi xác định phương pháp ước lượng mô hình phù hợp, tôi sẽ thực hiện các kiểm định như đã nêu ở phần 3.2 Đầu tiên, tôi sẽ kiểm tra để lựa chọn giữa phương pháp Pooled OLS và REM/FEM thông qua kiểm định BP Nếu chọn REM/FEM, tôi sẽ tiếp tục kiểm tra xem có cần đưa tác động thời gian vào mô hình hay không Tiếp theo, kiểm định Hausman sẽ được thực hiện để quyết định giữa REM và FEM Cuối cùng, tôi sẽ áp dụng hai kiểm định Wald và LM để xác định xem có hiện tượng phương sai thay đổi hoặc tự tương quan trong mô hình hay không Nếu có một trong hai hiện tượng này, phương pháp FGLS sẽ được sử dụng để đảm bảo kết quả hồi quy chính xác hơn.

 Kết quả kiểm định phương trình (1) cho thấy:

Ki ếm đị nh Breusch – Pagan Lagrangian (BP):

Estimated results: fdi[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects

Ki ểm đị nh Testparm

Ki ểm đị nh Hausman

Test: Ho: difference in coefficients not systematic

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg gdp 0732106 0478958 0253148 0110116 pcf 6431079 6549847 -.0118768 0067879 ix 005334 011133 -.0057991 009317 ll -.0338378 -.0253821 -.0084557 0189681 pcr 0872238 055751 0314728 0148042 fixed random Difference S.E.

Ki ểm đị nh Wald

Ki ểm đị nh Lagram – Multiplier (LM)

Từ những kết quả kiểm định trên, chúng ta có tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (1) như sau:

Bảng 4.3: Tổng hợp kết quả kiểm định phương trình (1)

Khi kiểm định BP cho thấy p-value < 0.05, chúng ta bác bỏ giả thuyết Ho1, điều này chỉ ra rằng phương pháp pooled OLS không phù hợp Thay vào đó, phương pháp REM và FEM sẽ là lựa chọn phù hợp hơn cho phân tích dữ liệu.

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity

Wooldridge test for autocorrelation in panel data

- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p- value >0.05 => không cần đưa thêm tác động thời gian vào mô hình

- Kiểm định Hausman có p-value > 0.05 => chấp nhận giả thuyết Ho3, phương pháp tác động cố định là phù hợp (FEM)

- Kiểm định Wald có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho4, mô hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi

- Kiểm định LM có p-value > 0.05 => chấp nhận giả thuyết Ho5, không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình

 Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình tác động cố định, tôi thực hiện hồi quy phương trình (1) theo phương pháp FGLS

 Kết quả kiểm định phương trình (2):

Estimated results: pcf[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]

Ki ểm đị nh Testparm:

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg gdp -.0992552 -.0434885 -.0557667 0166723 fdi 1.154281 1.147035 0072468 0152758 ix 0283669 0030713 0252956 012695 ll 0305038 0183634 0121405 0265478 pcr -.0854172 -.0336866 -.0517305 0217015 fixed random Difference S.E.

- Kiểm định BP có p-value bác bỏ giả thuyết Ho1, phương pháp pooled OLS là không phù hợp

- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p- value >0.05 => không cần đưa thêm tác động thời gian vào mô hình

- Kiểm định Hausman có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho3, phương pháp tác động cố định phù hợp (FEM)

- Kiểm định LM có p-value > 0.05 => chấp nhận giả thuyết Ho5, không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình

 Để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình tác động cố định, tôi thực hiện hồi quy phương trình (2) theo phương pháp FGLS

Estimated results: ll[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg gdp -.0887638 0022372 -.091001 pcr 6315116 8178689 -.1863573 0103911 ix 0685791 057889 0106902 0032006 fdi -.2489126 -.2185469 -.0303656 pcf 1438772 1144431 0294342 fixed random Difference S.E

xtserial ll pcf fdi ix pcr gdp

- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p- value < 0.05 => nên đưa thêm tác động thời gian vào mô hình

- Kiểm định LM có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho5, mô hình có xảy ra hiện tượng tự tương quan

Để giải quyết vấn đề tự tương quan và phương sai thay đổi trong mô hình tác động cố định, tôi đã thực hiện hồi quy phương trình (3) bằng phương pháp FGLS.

Estimated results: pcr[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg gdp -.1249253 -.1879436 0630183 0311957 ll 8252072 7697044 0555028 0340158 ix 0164504 0089267 0075237 0160306 fdi 4820252 51217 -.0301448 0242756 pcf -.270088 -.2709593 0008714 0186296 fixed random Difference S.E

- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p- value > 0.05 => không cần đưa thêm tác động thời gian vào mô hình

- Kiểm định LM có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho5, có hiện tượng tự tương quan trong mô hình

Để giải quyết vấn đề tự tương quan và phương sai thay đổi trong mô hình tác động cố định, tôi đã tiến hành hồi quy phương trình (4) bằng phương pháp FGLS.

Estimated results: ix[ctry,t] = Xb + u[ctry] + e[ctry,t]

B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg gdp 4054562 7730336 -.3675774 0430204 ll 4216968 329782 0919148 0649561 pcr 077411 074943 0024679 fdi 067592 1976607 -.1300687 pcf 4970496 4520325 045017 fixed random Difference S.E.

- Kiểm định xem có cần đưa thêm tác động thời gian vào hay không có p- value < 0.05 => nên đưa thêm tác động thời gian vào mô hình

- Kiểm định LM có p-value < 0.05 => bác bỏ giả thuyết Ho5, có hiện tượng tự tương quan trong mô hình

Để giải quyết vấn đề tự tương quan và phương sai thay đổi trong mô hình tác động cố định, tôi đã tiến hành hồi quy phương trình (5) bằng phương pháp FGLS.

Kết quả nghiên cứu

Sau khi thực hiện 5 kiểm định, kết quả cho thấy cả 5 phương trình đều áp dụng phương pháp FGLS để khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan.

K ế t qu ả FGLS phương tr ình (1)

_cons 0139899 1500909 0.09 0.926 -.2801828 3081627 gdp 0139432 015766 0.88 0.376 -.0169577 044844 pcf 7643092 0218884 34.92 0.000 7214086 8072097 ix 0088689 0013722 6.46 0.000 0061794 0115583 ll -.0179876 0057377 -3.13 0.002 -.0292332 -.0067419 pcr 0302086 0072159 4.19 0.000 0160657 0443514 fdi Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Prob > chi2 = 0.0000 Wald chi2(5) = 2588.72 max = 12 avg = 11.96552 Estimated coefficients = 6 Obs per group: min = 11 Estimated autocorrelations = 0 Number of groups = 29 Estimated covariances = 29 Number of obs = 347

Cross-sectional time-series FGLS regression

_cons -.224643 1278591 -1.76 0.079 -.4752423 0259563 gdp 0017292 0133966 0.13 0.897 -.0245276 0279859 fdi 1.011613 0215684 46.90 0.000 9693392 1.053886 ix 0003735 0012448 0.30 0.764 -.0020664 0028133 ll 0040583 0055605 0.73 0.465 -.0068401 0149567 pcr -.0068349 0070663 -0.97 0.333 -.0206846 0070149 pcf Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

_cons 14.05883 1.348933 10.42 0.000 11.41497 16.70269 gdp -.0279744 032314 -0.87 0.387 -.0913088 0353599 pcr 8935617 0322019 27.75 0.000 8304471 9566763 ix 0130696 012628 1.03 0.301 -.0116807 03782 fdi -.0548587 0670248 -0.82 0.413 -.1862249 0765075 pcf 1046384 0491439 2.13 0.033 0083181 2009588 ll Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.8768)

_cons 7381999 1.220122 0.61 0.545 -1.653196 3.129595 gdp -.0496584 0229266 -2.17 0.030 -.0945936 -.0047231 ll 6394485 0246228 25.97 0.000 5911887 6877083 ix -.0024067 0108295 -0.22 0.824 -.0236322 0188188 fdi 09692 0570165 1.70 0.089 -.0148303 2086702 pcf -.09233 0408401 -2.26 0.024 -.1723752 -.0122849 pcr Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Bảng 4.8 trình bày kết quả hồi quy tổng hợp cho 5 phương trình bằng phương pháp FGLS

Bảng 4.8: Tổng hợp kết quả hồi quy

5 phương trình bằng phương pháp FGLS

Biến phụ thuộc Độ mở tài chính Phát triển tài chính Độ mở thương mại

FDI (1) PCF (2) LL (3) PCR (4) IX (5)

_cons 56.92007 3.917962 14.53 0.000 49.24101 64.59914 gdp 4674007 1330994 3.51 0.000 2065307 7282707 ll 1736541 1311513 1.32 0.185 -.0833977 4307059 pcr 2142904 1683352 1.27 0.203 -.1156406 5442214 fdi 7375593 2367845 3.11 0.002 2734702 1.201648 pcf 1123909 1761703 0.64 0.523 -.2328965 4576783 ix Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

Chú thích: ***, **, * đại diện cho mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%

Dựa vào bảng kết quả trên, có thể đưa ra những nhận xét sau:

Nhân tố phát triển tài chính có tác động đáng kể đến độ mở tài chính, điều này được thể hiện rõ qua hệ số hồi quy của các biến LL và PCR trong phương trình (1).

Trong phương trình (2), hệ số hồi quy của hai biến LL và PCR không có ý nghĩa thống kê Khi sử dụng biến dòng vốn tư nhân (PCF) để đo lường độ mở tài chính, phát triển tài chính không có tác động đến độ mở tài chính.

Hệ số hồi quy của biến LL và PCR trong phương trình (1) cho thấy có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, cho thấy phát triển tài chính, được đo bằng dòng vốn FDI, ảnh hưởng đến độ mở tài chính Cụ thể, nếu cung tiền M3/GDP giảm 1%, dòng vốn FDI sẽ tăng 0.0179% Ngược lại, nếu dòng vốn tư nhân tăng 1%, dòng vốn FDI sẽ tăng 0.0302% Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Hanh (2009), cho thấy chiều sâu tài chính của một quốc gia có vai trò tích cực trong việc thu hút vốn FDI, và phát triển tài chính có mối tương quan dương với độ mở tài chính.

Độ mở tài chính có ảnh hưởng đáng kể đến sự phát triển tài chính, điều này được thể hiện qua hệ số hồi quy của các biến FDI và PCF trong các phương trình (3) và (4) Sự tương tác giữa các yếu tố này cho thấy mối liên hệ chặt chẽ giữa việc thu hút đầu tư trực tiếp nước ngoài và các chỉ số phát triển tài chính.

+ Phương trình (3) cho thấy, hệ số hồi quy của biến FDI không có ý nghĩa thống kê

Phương trình (4) chỉ ra rằng hệ số hồi quy của biến FDI là dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Điều này có nghĩa là mỗi 1% gia tăng trong vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) sẽ dẫn đến sự tăng trưởng 0.0969% trong tín dụng tư nhân được cấp bởi khu vực ngân hàng.

Tóm lại, độ mở tài chính đo lường bằng dòng vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài có tác động tích cực đối với phát triển tài chính

Hệ số hồi quy của biến PCF trong phương trình (3) dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cho thấy rằng 1% gia tăng trong tổng dòng vốn tư nhân dẫn đến sự tăng trưởng 0.1046% trong cung tiền M3/GDP Điều này chỉ ra rằng dòng vốn tư nhân có khả năng làm gia tăng cung tiền M3 trong nền kinh tế, điều này không phải là tín hiệu tích cực cho các nước đang phát triển.

Hệ số hồi quy của biến PCF trong phương trình (4) âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, cho thấy dòng vốn tư nhân vào trong nước có khả năng làm giảm tín dụng tư nhân từ khu vực ngân hàng Điều này chỉ ra rằng độ mở tài chính có tác động nghịch chiều đến sự phát triển tài chính.

Độ mở tài chính, được đo lường qua dòng vốn tư nhân PCF, ảnh hưởng đến sự phát triển tài chính Tuy nhiên, tác động này phụ thuộc vào các chỉ tiêu được sử dụng để đo lường sự phát triển tài chính.

 Tác động của độ mở thương mại đến độ mở tài chính: được thể hiện thông qua hệ số hồi quy của biến IX trong phương trình (1), (2)

Trong phương trình (1), hệ số hồi quy của biến IX có giá trị dương và đạt ý nghĩa thống kê ở mức 1% Điều này cho thấy rằng, khi độ mở thương mại tăng 1%, dòng vốn FDI sẽ gia tăng khoảng 0.0088%.

+ Trong phương trình (2), hệ số hồi quy của biến IX không có ý nghĩa thống kê

Độ mở thương mại có ảnh hưởng tích cực đến độ mở tài chính, với việc các quốc gia càng mở cửa thương mại thì khả năng thu hút dòng vốn đầu tư nước ngoài càng cao Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Kandiero và Chitiga (2006), Hanh (2009) và Asongu.

Độ mở tài chính ảnh hưởng đến độ mở thương mại, điều này được thể hiện qua hệ số hồi quy của các biến FDI và PCF trong phương trình (5).

+ Hệ số hồi quy biến PCF không có ý nghĩa thống kê

+ Hệ số hồi quy biến FDI dương, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%, tức 1% gia tăng trong dòng vốn FDI làm gia tăng 0.7375% trong độ mở thương mại

Kết quả hồi quy trên cho thấy, độ mở tài chính có tương quan dương với độ mở thương mại, tương tự như kết quả của Hanh (2009), Asongu (2010)

 Tác động của độ mở thương mại đến phát triển tài chính: được thể hiện qua hệ số hồi quy của biến IX trong phương trình (3) (4)

Hệ số hồi quy của biến IX trong các phương trình (3) và (4) không có ý nghĩa thống kê, cho thấy rằng trong mẫu dữ liệu nghiên cứu của luận văn, độ mở thương mại không ảnh hưởng đến phát triển tài chính.

 Tác động của phát triển tài chính đến độ mở thương mại: được thể hiện thông qua hệ số hồi quy của biến LL, PCR trong phương trình (5)

Hệ số hồi quy của hai biến LL và PCR trong phương trình (5) không có ý nghĩa thống kê, cho thấy rằng trong mẫu dữ liệu sử dụng cho luận văn, phát triển tài chính không ảnh hưởng đến độ mở thương mại.

Kết quả hồi quy trong bảng 4.8 chỉ ra rằng có mối quan hệ hai chiều giữa độ mở thương mại và độ mở tài chính, cũng như giữa độ mở tài chính và phát triển tài chính Tuy nhiên, không có mối liên hệ nào giữa độ mở thương mại và phát triển tài chính.

Tiêu đề	Mối Quan Hệ Giữa Độ Mở Thương Mại, Độ Mở Tài Chính Và Phát Triển Tài Chính: Bằng Chứng Ở Các Nước Đang Phát Triển
Tác giả	Trần Thanh Thuận
Người hướng dẫn	PGS.TS Nguyễn Ngọc Định
Trường học	Trường Đại Học Kinh Tế TP. HCM
Chuyên ngành	Tài Chính - Ngân Hàng
Thể loại	luận văn thạc sĩ kinh tế
Năm xuất bản	2013
Thành phố	TP. Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	73
Dung lượng	687,84 KB