VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM
CHƯƠNG 3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
3.3. Phân tích về ảnh hưởng chi phối của mức độ phát triển tài chính và chi tiêu
3.3.1. Vai trò của mức độ phát triển tài chính
Để đánh giá vai trò của mức độ phát triển tài chính đến sự ổn định nền kinh tế, luận án tiếp tục sử dụng biến “Tín dụng tư nhân” trong mô hình (2.2) (tính bằng tỷ lệ giữa tổng tín dụng tư nhân so với GDP), nhưng phân chia thành ba mức độ phát triển khác nhau, đồng thời sử dụng thêm biến giả để phân biệt các quan sát có mức độ phát triển tài chính khác nhau. Dựa trên phân phối giá trị của biến này trong mẫu, luận án xếp các quan sát theo giá trị biến “Tín
35 John Maynard Keynes đã đề cao vai trò của chính sách tài khóa thông qua công cụ chi tiêu chính phủ. Do đó luận án sử dụng chi tiêu chính phủ/GDP như một biến đại diện cho chính sách tài khóa.
dụng tư nhân” từ thấp đến cao và chọn 25% các quan sát đầu tiên là những quan sát có mức độ phát triển tài chính thấp; từ trên 25% đến 75% các quan sát tiếp theo là mức độ phát triển tài chính trung bình; và từ 75% trở lên là mức độ phát triển tài chính cao36. Theo cách sắp xếp này:
- Những quan sát có mức độ phát triển tài chính thấp là quan sát có giá trị biến “Tín dụng tư nhân” từ 39,3% trở xuống. Khi đó, biến giả tín dụng tư nhân thấp (TDTN thấp) sẽ nhận giá trị 1, ngược lại sẽ nhận giá trị 0.
- Những quan sát có mức độ phát triển tài chính cao là quan sát có giá trị biến này từ 122,1% trở lên. Khi đó, biến giả tín dụng tư nhân cao (TDTN cao) sẽ nhận giá trị 1, ngược lại sẽ nhận giá trị 0.
- Những quan sát có giá trị biến “Tín dụng tư nhân” nằm giữa hai giá trị trên (39,3%
và 122,1%) tương ứng với mức độ phát triển tài chính trung bình. Biến giả tín dụng tư nhân trung bình (TDTN trung bình) sẽ nhận giá trị 1 nếu giá trị biến “Tín dụng tư nhân” nằm trong khoảng này, ngược lại sẽ nhận giá trị 0.
Khi x t riêng mẫu gồm 7 quốc gia đang phát triển, ngưỡng này lần lượt là 31,8% và 112,2%. Các biến tương tác giữa từng chỉ số bộ ba bất khả thi với mức độ phát triển tài chính sẽ được tính bằng cách lấy các chỉ số này nhân với biến giả tương ứng. Các mô hình hồi quy được phân tích cho hai biến phụ thuộc là biến động tăng trưởng và biến động lạm phát, cũng x t lần lượt cho mẫu 10 quốc gia Châu Á và mẫu phụ gồm 7 nước đang phát triển.
Các mối tương quan khi phân tích tác động kết hợp của các chỉ số bộ ba bất khả thi và biến thể hiện mức độ phát triển tài chính đối với bất ổn kinh tế được kỳ vọng sẽ cho thấy: chính sách tiền tệ càng độc lập, khả năng làm giảm bất ổn càng cao – đặc biệt ở các nước có thị trường tài chính phát triển; tỷ giá càng ổn định, biến động thu nhập càng cao, biến động lạm phát càng thấp; tự do hóa tài chính có tương quan chặt chẽ với mức độ phát triển tài chính trong việc làm giảm biến động kinh tế. Kết quả hồi quy cụ thể như sau:
3.3.1.1. ác động của các chỉ số bộ ba bất khả thi đến Biến động tăng trưởng
36 Cách làm này được Ai enman và cộng sự (2008) vận dụng từ nghiên cứu của Hnatkovska và Loay a (2005).
Bảng 3.17: Các chỉ số bộ ba bất khả thi tác động đến Biến động tăng trưởng theo mức độ phát triển tài chính
Biến phụ thuộc: Biến động tăng trưởng - độ lệch chuẩn ba năm của tỷ lệ tăng trưởng GDP thực bình quân đầu người. Biến độc lập: ín ụng tư nhân (PC) - tỷ lệ tổng tín dụng tư nhân/ GDP. Các biến tương tác được tạo thành từ: MI – chỉ số độc lập tiền tệ; ER – chỉ số ổn định tỷ giá; FO – chỉ số tự do hóa tài chính; Dự trữ ngoại hối ( IR) - tỷ lệ dự trữ ngoại hối/GDP; TDTN cao/ trung bình/ thấp – tỷ lệ tín dụng tư nhân cao/ trung bình/
thấp, đại diện cho mức độ phát triển tài chính. Thời kỳ nghiên cứu từ năm 2000 đến 2012. Phương pháp hồi quy FGLS. Mô hình hồi quy:
Yit = γ0 + γ1PCit + γ2(ITit x IRit) + γ3(ITit x PCit) + uit (3.1) Cột (46)(48)(50) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 10 quốc gia Châu Á.
Cột (47)(49)(51) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 7 quốc gia đang phát triển.
Nguồn: tổng hợp từ các kết quả hồi quy; các dấu sao thể hiện mức ý nghĩa của mô hình (*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%). Các giá trị trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê z. Sai số chuẩn của các mô hình trên đã khắc phục xong hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi.
Kết quả nghiên cứu cho thấy mức độ phát triển tài chính (đo lường bằng tỷ lệ tín dụng tư nhân/ GDP – biến “Tín dụng tư nhân”) gia tăng sẽ làm tăng biến động tăng trưởng ở mẫu các nước đang phát triển trong cả ba mô hình (mặc dù hệ số hồi quy rất nhỏ và không có ý
Các biến độc lập
Biến động tăng trưởng
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3
(46) (47) (48) (49) (50) (51)
Tín dụng tư nhân -0,00004 0,00017 -0,00003 0,00006 -0,00002 0,00021 (-0,24) (1,76)* (-1,43) (0,10) (-0,59) (2,05)**
MIxDự trữ 0,03312 0,14578 0,03426 0,21081
(1,68)* (2,58)** (1,43) (5,39)***
MIxTDTN cao -0,01372 -0,09514 -0,02539 -0,11315 (-1,77)* (-3,19)*** (-2,63)*** (-6,00)***
MIxTDTN trung bình -0,01822 -0,05827 -0,02891 -0,08213 (-2,71)*** (-3,67)*** (-3,16)*** (-6,37)***
MIxTDTN thấp -0,03171 -0,05394 -0,03556 -0,05009 (-4,47)*** (-4,73)*** (-4,61)*** (-5,27)***
ERxDự trữ -0,00140 -0,05062 0,01725 0,05247
(-0,12) (-1,46) (0,92) (1,75)*
ERxTDTN cao -0,00483 0,01468 -0,00812 -0,03464
(-0,74) (0,79) (-0,96) (-2,38)**
ERxTDTN trung bình 0,00379 0,00132 -0,00335 -0,03071
(0,66) (0,10) (-0,49) (-2,26)**
ERxTDTN thấp 0,00119 0,00968 -0,00207 -0,01086
(0,19) (1,04) (-0,25) (-1,03)
FOxDự trữ 0,01092 -0,13079 0,00299 -0,06641
(0,85) (-3,67)*** (0,15) (-1,75)*
FOxTDTN cao -0,01933 0,04484 -0,00685 0,01074
(-4,23)*** (2,27)** (-0,94) (0,52)
FOxTDTN trung bình -0,01278 0,02377 -0,00587 0,00182
(-2,49)** (1,61) (-0,83) (0,11)
FOxTDTN thấp -0,01953 -0,00005 -0,01893 -0,01037
(-3,71)*** (-0,01) (-2,55)** (-1,03) Const 0,02232*** 0,02047*** 0,03467*** 0,03305*** 0,02159*** 0,02711***
Prob > chi2 0,0000 0,0001 0,0000 0,0000 0,0279 0,0301
Số quan sát 130 91 130 91 130 91
nghĩa thống kê ở mô hình 2). Điều này hàm ý rằng ở các nước đang phát triển, phát triển tài chính quá nhanh thông qua gia tăng tín dụng tư nhân sẽ làm ảnh hưởng đến những chỉ tiêu kinh tế khác và gia tăng rủi ro cho nền kinh tế, từ đó ảnh hưởng tới biến động tăng trưởng.
Đối với chính sách tiền tệ độc lập: mức độ phát triển tài chính luôn góp phần củng cố thêm vai trò ổn định tăng trưởng của chính sách tiền tệ độc lập ở cả hai mẫu quan sát, đặc biệt khi chính sách tiền tệ độc lập được kết hợp với hội nhập tài chính (mô hình 2). Hệ số tương quan của các biến tương tác ở tất cả các mô hình đều mang dấu âm. Nếu x t riêng các quốc gia đang phát triển, có thể nhận thấy rằng mức độ phát triển tài chính cao khi kết hợp với chính sách tiền tệ độc lập sẽ làm giảm biến động tăng trưởng nhiều hơn.
Đối với chính sách ổn định tỷ giá và tự do hóa tài chính: các hệ số tương quan của các biến tương tác có ý nghĩa thống kê hầu hết cũng mang dấu âm, thể hiện tầm quan trọng của phát triển tài chính trong việc ổn định tăng trưởng. Trường hợp duy nhất hệ số tương quan dương và có ý nghĩa thống kê là khi các nước đang phát triển lựa chọn kết hợp độc lập tiền tệ và tự do hóa tài chính (mô hình 2), lúc này gia tăng tự do hóa kết hợp với phát triển tài chính ở mức độ cao sẽ góp phần làm tăng bất ổn.
Như vậy, nhìn chung việc phân chia mức độ phát triển tài chính đã cho thấy sự tác động khác nhau đến biến động tăng trưởng. Tuy nhiên các hệ số hồi quy đối với chính sách ổn định tỷ giá và tự do hóa tài chính ít có ý nghĩa thống kê hơn so với chính sách độc lập tiền tệ. Kết quả này không có gì đáng ngạc nhiên bởi tác động của phát triển tài chính có thể không rõ ràng theo một hướng cụ thể nào như những lập luận ở trên. Nghiên cứu năm 2008 của Ai enman, Chinn và Ito cho thấy các biến tương tác giữa từng chỉ số bộ ba và mức độ phát triển tài chính hầu như không có ý nghĩa thống kê với mẫu quan sát lớn. Do vậy kết quả nghiên cứu của luận án chứng tỏ rằng mức độ phát triển tài chính có vai trò quan trọng hơn đối với ổn định tăng trưởng ở các quốc gia đang phát triển và mới nổi Châu Á trong mẫu quan sát. Điều đáng lưu ý từ kết quả của mô hình này, đó là ảnh hưởng làm gia tăng biến động tăng trưởng của biến Tín dụng tư nhân đối với các nước đang phát triển trong mẫu quan sát, mặc dù mức độ tác động khá nhỏ. Điều này hàm ý rằng việc phát triển tài chính quá nhanh vẫn có thể đem lại rủi ro cho các nước đang phát triển. Ngoài ra, đối với
những nước đang phát triển như Việt Nam, mức độ phát triển tài chính cao kết hợp với độc lập tiền tệ, sẽ mang lại nhiều lợi ích hơn trong việc giảm bất ổn tăng trưởng.
3.3.1.2. ác động của các chỉ số bộ ba bất khả thi đến Biến động lạm phát Bảng 3.18: Các chỉ số bộ ba bất khả thi tác động đến Biến động lạm phát
theo mức độ phát triển tài chính
Biến phụ thuộc: Biến động lạm phát - độ lệch chuẩn ba năm của chỉ số giá tiêu dùng hàng tháng, lấy logarit. Biến độc lập: ín ụng tư nh n (PC) - tỷ lệ tổng tín dụng tư nhân/ GDP. Các biến tương tác được tạo thành từ: MI – chỉ số độc lập tiền tệ; ER – chỉ số ổn định tỷ giá; FO – chỉ số tự do hóa tài chính; Dự trữ ngoại hối ( IR) - tỷ lệ dự trữ ngoại hối/GDP; TDTN cao/ trung bình/ thấp – tỷ lệ tín dụng tư nhân cao/ trung bình/ thấp, đại diện cho mức độ phát triển tài chính. Thời kỳ nghiên cứu từ năm 2000 đến 2012. Phương pháp hồi quy FGLS. Mô hình hồi quy:
Yit = γ0 + γ1PCit + γ2(ITit x IRit) + γ3(ITit x PCit) + uit (3.1) Cột (52)(54)(56) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 10 quốc gia Châu Á.
Cột (53)(55)(57) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 7 quốc gia đang phát triển.
Các biến độc lập
Biến động lạm phát
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3
(52) (53) (54) (55) (56) (57)
Tín dụng tư nhân 0,04244 0,00342 0,03353 0,15747 0,00633 0,16971 (2.88)*** (1,88)* (2,03)** (7,56)*** (2,32)** (7,83)***
MIxIR -2,83227 -28,90108 1,19313 -3,92243
(-2,50)** (-3,75)*** (0,78) (-0,71) MIxTDTN cao 1,02843 12,18514 -1,61553 2,99294
(1,18) (3,69)*** (-1,56) (1,17) MIxTDTN trung bình 0,77017 6,99127 -0,95369 -1,09623
(3,16)*** (2,81)*** (-0,97) (-0,46)
MIxTDTN thấp 1,91262 3,66836 1,66762 0,78373
(2,25)** (2,13)** (1,64) (0,47)
ERxIR 0,01469 11,62518 7,94231 5,91528
(0,02) (2,64)*** (6,43)*** (1,47)
ERxTDTN cao -1,98196 -7,56081 -4,39498 -3,63756
(-4,03)*** (-3,54)*** (-6,16)*** (-2,05)**
ERxTDTN trung bình -1,51111 -5,35077 -3,83086 -4,27060
(-3,24)*** (-3,15)*** (-6,32)*** (-2,70)***
ERxTDTN thấp -1,18122 -4,09333 -0,40729 -4,23553
(-2,10)** (-2,91)*** (-0,31) (-2,88)***
FOxIR -2,33625 -4,51835 -8,62399 -12,54615
(-2,36)** (-1,24) (-7,78)*** (-2,82)***
FOxTDTN cao -0,58277 -0,20882 1,47089 3,30918
(-0,87) (-0,11) (2,62)*** (1,76)*
FOxTDTN trung bình -0,44272 3,27883 1,34152 4,70994
(-0,57) (1,97)** (2,42)** (2,49)**
FOxTDTN thấp 0,85435 -0,50635 1,00488 0,59864
(1,03) (-0,45) (0,84) (0,46) Const 4,00191*** 5,52609*** 4,22689*** 5,40916*** 4,32111*** 6,26377***
Prob > chi2 0,0000 0,0001 0,0000 0,0003 0,0000 0,0000
Số quan sát 130 91 130 91 130 91
Nguồn: tổng hợp từ các kết quả hồi quy; các dấu sao thể hiện mức ý nghĩa của mô hình (*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%). Các giá trị trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê z. Sai số chuẩn của các mô hình trên đã khắc phục xong hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi.
Nếu như ở mô hình hồi quy (2.2), tác động của Tín dụng tư nhân đến biến động lạm phát hầu như không có ý nghĩa thống kê, thì ở mô hình này, tăng trưởng tín dụng tư nhân luôn làm gia tăng biến động lạm phát với các hệ số hồi quy đều mang ý nghĩa thống kê cho tất cả các trường hợp. Kết quả này một lần nữa khẳng định tác động tiêu cực của phát triển tài chính đối với sự ổn định nền kinh tế ở các quốc gia trong mẫu, mặc dù mức độ tác động khá thấp.
Đối với chính sách tiền tệ độc lập: các nước lựa chọn độc lập tiền tệ kết hợp với ổn định tỷ giá (mô hình 1) sẽ gặp phải biến động lạm phát cao nếu gia tăng độc lập tiền tệ ở tất cả các mức độ phát triển tài chính. Tác động này sẽ giảm bớt nếu chính sách tiền tệ độc lập được kết hợp với dự trữ ngoại hối cao. Trong khi đó, chính sách tiền tệ độc lập kết hợp với hội nhập tài chính (mô hình 2) lại không cho kết quả có ý nghĩa thống kê.
Đối với chính sách ổn định tỷ giá: hệ số tương quan giữa ổn định tỷ giá và mức độ phát triển thị trường tài chính là âm và hầu hết có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên, thị trường tài chính càng phát triển sẽ càng củng cố thêm vai trò giảm biến động lạm phát của chính sách tỷ giá ổn định. Trong khi đó, những nước theo cơ chế tỷ giá ổn định và sở hữu một lượng dự trữ ngoại hối lớn, vẫn có nguy cơ làm gia tăng biến động lạm phát.
Đối với chính sách tự do hóa tài chính: các hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê đều mang dấu dương, cho thấy hội nhập tài chính gia tăng sẽ làm tăng biến động lạm phát khi kết hợp với các mức độ phát triển tài chính. Tác động là mạnh nhất khi các nước đang phát triển có mức độ phát triển tài chính trung bình (hệ số hồi quy 4,71). Các tác động bất lợi trên có thể được đảo ngược khi quốc gia có một lượng dự trữ ngoại hối lớn. Đặc biệt những nước đang phát triển như Việt Nam cần tích lũy một lượng dự trữ ngoại hối đủ lớn để có thể hưởng lợi từ tự do hóa tài chính (ở khả năng làm giảm biến động lạm phát).