Toàn cầu hóa tài chính, hội nhập tài chính và vai trò quản lý của chính phủ đối với các nền kinh tế mới nổi

t động trong nền kinh tế thông qua phương pháp ước lượng GMM với dữ liệu của 48 quốc gia (gồm các nước có nền kinh tế phát triển và mới nổi) trong giai đoạn 1985 – 2008. Kết quả từ công trình nghiên cứu cho thấy những tiến bộ trong hội nhập tài chính và toàn cầu hóa tài chính dẫn tới tăng tưởng cao hơn, biến động tăng trưởng ở mức thấp và xác suất thấp của sự sụt giảm trong hoạt động thực, tác động dương của hội nhập tài chính tới ổn định nền kinh tế được gia tăng từ việc cải thiện chất lượng quản trị doanh nghiệp. Bên cạnh đó, một số công trình nghiên cứu khác không tìm thấy mối tương quan giữa hội nhập tài chính tới tăng trưởng của nền kinh tế. Theo kết quả điều tra và tổng hợp của (Obstfeld M. , 2009), tìm thấy rằng các bằng chứng về lợi ích của mở cửa tài chính giúp cải thiện kết quả hoạt động trong nền kinh tế của các nước mới nổi. Một kết quả khác tương tự được rút ra từ mô hình của (Broner & Ventura, 2010), nhóm tác giả xây dựng mô hình đơn giản nhằm mục đích quan sát, theo dõi các tác động của toàn cầu hóa tài chính. Mô hình cho thấy toàn cầu hóa tài chính dẫn tới các kết quả sau: (i) sự dịch chuyển dòng vốn nội địa tác động không rõ ràng tới dòng vốn thuần, đầu tư và tăng trưởng; (ii) Dòng vốn chảy vào lớn và đầu tư cao và tăng trưởng; hoặc (iii) biến động dòng vốn và thị trường tài chính trong nước bất ổn. Các kết quả từ mô hình trên phụ Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 64 thuộc vào mức độ phát triển của thị trường tài chính nội địa và chất lượng của các tổ chức. Tuy nhiên, theo kết quả từ công trình nghiên cứu của (Quinn & Toyoda, 2008), họ cho rằng sự tranh luận giữa các kết quả nghiên cứu xuất phát từ vấn đề đo lường của độ mở tài chính và toàn cầu hóa tài chính, nhóm tác giả sử dụng bộ dữ liệu mới gồm phương pháp đo lường de jure về quy định tài khoản vốn và mẫu 94 quốc gia trong thời kỳ 1950 – 1999. Kết quả cho thấy các xác suất đổi dấu trong toàn cầu hóa tài chính và sự khác biệt lớn trong việc thay đổi phương pháp ước lượng. Điều đó giúp họ tìm thấy bằng chứng đồng tình với các lý thuyết kinh tế về tác động của độ mở tài khoản vốn tới tăng trưởng. Tuy nhiên, song song đó, có nhiều bằng chứng nghiên cứu cho thấy hội nhập tài chính tác động âm tới tăng trưởng kinh tế và gây ra các cuộc khủng hoảng hệ thống. Theo (Boyd, De Nicolò, & Loukoianova, 2010), đã xây dựng chỉ số SBS (những cú sốc hệ thống ngân hàng) dựa vào thông tin về các hành động của chính phủ phản ứng với áp lực ngân hàng. Với dữ liệu cấp độ quốc gia của mình, nhóm tác giả đã tìm thấy mối tương quan dương giữa mở cửa tài chính và chỉ số SBS. Một công trình nghiên cứu khác của (Stiglitz, 2010) sử dụng mô hình Canonical tập trung vào vấn đề rủi ro của việc hội nhập tài chính, tìm thấy mức độ hội nhập tài chính càng lớn làm gia tăng sự lan truyền tệ hại khi xuất hiện cú sốc âm lớn. Trong bài nghiên cứu của mình, tác giả quan tâm tới mối liên hệ giữa quá trình toàn cầu hóa tài chính, hội nhập tài chính và các hoạt động thực trong nền kinh tế ở các quốc gia mới nổi nói chung và ở Việt Nam nói riêng trong thời kỳ từ năm 2000 – 2016. Do đặc điểm chung của các nước mới nổi có tốc độ tăng trưởng cao trong giai đoạn hội nhập hiện nay. Trường hợp ở Việt Nam, do năm 2000, Việt Nam mới chính thức phát triển thị trường tài chính trong nước với sự kiện thành lập sàn giao dịch chứng khoán HOSE. Chính vì vậy, tác giả muốn xem xét các tác động của quá trình toàn cầu hóa tài chính và tiến trình hội nhập tài chính ở các nước mới nổi tới các hoạt động thực của nền kinh tế, đồng thời kiểm định vai trò quản lý của các tổ chức chính phủ trong giai đoạn toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính hiện nay. Hơn nữa, tác giả cũng nghiên cứu tác động của các nhân tố trên tác động tới nguy cơ xảy ra khủng hoảng trong nền kinh tế, đặt trong tổng thể giữa Việt Nam và các quốc gia mới nổi khác. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 65 Phần 2 MÔ TẢ DỮ LIỆU VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 2.1 Phương pháp nghiên cứu Để kiểm định, tác giả sử dụng mẫu gồm 25 quốc gia mới nổi trên thế giới (theo tiêu chi của IMF) trong thời gian 17 năm, từ năm 2000 - 2016. Bên cạnh đó, sử dụng phương pháp ước lượng GMM nhằm hồi quy phương trình với biến phụ thuộc lần lượt là tăng trưởng GDP – GDPG, biến động tăng trưởng GDP – GDPGV. 𝐺𝐷𝑃𝐺𝑗𝑡 = 𝛼1𝑗 + 𝛽𝐼𝑆𝑃𝐸𝐸𝐷𝑗𝑡 + 𝛾𝐹𝐺𝐿𝑂𝐵𝑗𝑡−1 + 𝛿𝐶𝐹𝑉𝑗𝑡−1 + 𝜌𝐺𝐷𝑃𝐺𝑗𝑡−1 + 𝜀𝑗𝑡 (1) 𝐺𝐷𝑃𝐺𝑉𝑗𝑡 = 𝛼1𝑗 + 𝛽𝐼𝑆𝑃𝐸𝐸𝐷𝑗𝑡 + 𝛾𝐹𝐺𝐿𝑂𝐵𝑗𝑡−1 + 𝛿𝐶𝐹𝑉𝑗𝑡−1 + 𝜌𝐺𝐷𝑃𝐺𝑗𝑡−1 + 𝜀𝑗𝑡 (2) Trong đó: GDPG là tốc độ tăng trưởng GDP, GDPGV là biến động tăng trưởng GDP, ISPEED đo lường hội nhập tài chính, FGLOB đo lường toàn cầu hóa tài chính, và CFV đại diện cho biến động của dòng vốn ra (COFV) và dòng vốn vào (CIFV), 𝛼1𝑗 hiệu ứng cố định quốc gia. Do trong phương trình trên, tác giả có sử dụng độ trễ của các biến độc lập ở một thời kỳ nên có thể dẫn tới nguy cơ xảy ra hiện tượng nội sinh trong mô hình. Vì thế, biến phụ thuộc có thể có sự tương quan với biến độc lập (sticky exogenous) nên tác giả áp dụng phương pháp ước lượng GMM 2 bước (two step Generalized method of moments estimation) chạy hồi quy cho phương trình trên. Đối với biến ISPEED, tác giả dựa theo phương pháp nghiên cứu của (Bekaert & Harvey, 1995) dùng để định lượng và phân tích mức độ hội nhập tài chính của một quốc gia. Xem xét N quốc gia, kí hiệu 𝐸𝑡𝑅𝑡+1 𝑖 tỷ suất sinh lợi thặng dư kỳ vọng có điều kiện của quốc gia i ∈ N. Giả định rằng mô hình CAPM không đổi và không có rủi ro tỷ giá hối đoái. Trong môi trường hội nhập hoàn toàn, với mỗi quốc gia i ∈ N, 𝐸𝑡𝑅𝑡+1 𝑖 thỏa mãn: 𝐸𝑡𝑅𝑡+1 𝑖 = 𝜆𝑡𝑐𝑜𝑣(𝑅𝑡+1 𝑖 , 𝑅𝑡+1 𝑁 ) (3) Trong đó: 𝑅𝑡+1 𝑁 là tỷ suất sinh lợi dựa trên tỷ trọng giá trị danh mục đầu tư thế giới, 𝑐𝑜𝑣𝑡 là hiệp phương sai có điều kiện và 𝜆𝑡 là kỳ vọng giá thế giới có điều kiện của hiệp phương sai hàm số có rủi ro trong thời kỳ t+1. Lãi suất phi rủi ro có phương sai bằng 0 vì tỷ suất sinh lợi được xác định trong thời kỳ t. Ngược lại, trong môi trường riêng lẻ với các giả định tương tự phương trình (3), ta có: Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 66 𝐸𝑡𝑅𝑡+1 𝑖 = 𝜆𝑡 𝑖 𝑣𝑎𝑟(𝑅𝑡+1 𝑖 ) (4) Trong đó: 𝜆𝑡 𝑖 là kỳ vọng giá rủi ro địa phương. Theo (Merton, 1980), 𝜆𝑡 𝑖 là phương pháp đo lường đại diện cho sự e ngại rủi ro của các nhà đầu tư. Mô hình cho thấy tỷ suất sinh lợi kỳ vọng trong thị trường riêng lẻ được xác định bằng phương sai của tỷ suất sinh lợi trên thị trường đó (𝑣𝑎𝑟(𝑅𝑡+1 𝑖 )) nhân với giá của phương sai (𝜆𝑡 𝑖 ). Giá của phương sai sẽ phụ thuộc vào mức độ e ngại rủi ro của các nhà đầu tư trong mỗi quốc gia i. Phương trình (3) – (4) tập trung vào điều kiện thị trường hội nhập hoàn toàn và riêng lẻ hoàn toàn. Khi đó, có sự thay đổi từ thị trường riêng lẻ hoàn toàn sang thị trường hội nhập hoàn toàn (hoặc ngược lại) thì giá trị của các khoản thanh toán và quá trình ngẫu nhiên quản lý sự thay đổi của tỷ suất sinh lợi. Sự chuyển đổi này có thể là hoàn toàn bất ngờ hoặc có thể như một phần kỳ vọng. Khi những người tham gia thị trường kỳ vọng trong tương lai có một sự chuyển đổi từ thị trường riêng lẻ sang thị trường hội nhập hoặc ngược lại, tỷ suất sinh lợi kỳ vọng tương đương có thể phản ánh nhu cầu phòng ngừa rủi ro đối với sự chuyển đổi này. Hơn nữa, nó có thể không đúng đối với sự kết hợp giữa sự chuyển đổi này với thay đổi trong những hạn chế đầu tư, vì những hạn chế có thể không bị bắt buộc. Ở quốc gia hội nhập một phần, tỷ suất sinh lợi thặng dư kỳ vọng có thể được đại diện bởi: 𝐸𝑡𝑅𝑡+1 𝑖 = 𝛼𝑡 𝑖𝜆𝑡𝑐𝑜𝑣(𝑅𝑡+1 𝑖 , 𝑅𝑡+1 𝑁 ) + (1 − 𝛼𝑡 𝑖)𝜆𝑡 𝑖 𝑣𝑎𝑟(𝑅𝑡+1 𝑖 ) (5) Trong đó: 𝛼𝑡 𝑖 ∈ [0,1] ước lượng khả năng thị trường hội nhập. Phương trình (5) không thể được xem xét vì có sự hạn chế về tỷ suất sinh lợi kỳ vọng giả định trong mô hình định giá (CAPM). Tuy nhiên, theo (Bekaert & Harvey, 1995) cho thấy rằng nó có thể hữu ích khi sử dụng như phương pháp đại diện đo lường hội nhập tài chính. Nếu 𝛼𝑡 𝑖 tập trung về một phía, sau đó sự hội tụ của tỷ suất sinh lợi thặng dư kỳ vọng có thể được hiểu như kết quả của sự gia tăng hội nhập. Ở đây, có thể hiểu đơn giản rằng tỷ suất sinh lợi ban đầu ở một quốc gia lớn hơn (nhỏ hơn) tỷ suất sinh lợi của thị trường chung, sau đó sự chêch lệch giữa tỷ suất sinh lợi ở quốc gia và thị trường chung thế giới càng ngày càng nhỏ cho thấy kết quả của quá trình hội nhập tài chính. Do đó, tác giả đo lường những tiến bộ trong hội nhập tài chính bằng chêch lệch giữa tỷ suất sinh lợi thặng dư thị trường của từng quốc gia với tỷ suất sinh lợi thặng dư Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 67 trung bình của các quốc gia. Cụ thể, với quốc gia j trong năm t và mẫu của N quốc gia, đo lường biến ISPEED như sau: 𝐼𝑆𝑃𝐸𝐸𝐷𝑗𝑡 = (𝑅𝑡 𝑖 − 1 𝑁 ∑𝑁𝑖=1 𝑅𝑡 𝑖)2 (6) Về bản chất, ISPEED thể hiện giá trị tỷ suất sinh lợi thặng dư thị trường của một quốc gia đối với tỷ suất sinh lợi thặng dư thị trường bình quân. Mức độ hội nhập tài chính càng cao, chêch lệch giữa tỷ suất sinh lợi thặng dư của từng nước so với tỷ suất sinh lợi thặng dư bình quân càng thấp. Phương pháp đo lường ISPEED dựa theo số liệu từng tháng và lấy trung bình cho một năm (Xem thêm ở Phần 1 Giới thiệu và Phụ lục 1). Phương pháp đo lường hội nhập tài chính đơn giản này được tin tưởng dùng để đo lường sự kết hợp giữa hội nhập và phần chênh lệch cao hơn của phương sai tỷ suất sinh lợi thặng dư được giải thích bởi các yếu tố toàn cầu. Lợi ích của việc sử dụng phương pháp này là đo lường dựa vào sự ước lượng các yếu tố toàn cầu và phương sai của tỷ suất sinh lợi không cần ước lượng. Tuy nhiên, có một số hạn chế trong phương pháp này là việc gia tăng sự không chắc chắn trong ước lượng các yếu tố toàn cầu và phương sai của tỷ suất sinh lợi thặng dư nhưng dù sao phương pháp này cũng hữu ích trong việc cung cấp mức độ hội nhập tài chính. Hơn nữa, tác giả sẽ xem xét sự tác động giữa toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính tới xác suất xảy ra rủi ro hệ thống. Để đo lường rủi ro hệ thống ở quốc gia, tác giả sử dụng phương pháp đo lường chỉ báo hệ thống rủi ro. Chỉ báo này được xây dựng trong bài nghiên cứu của (De Nicolò, 2010), nó dùng để đo lường khả năng dẫn tới khủng hoảng nền kinh tế vĩ mô. Phương pháp đo lường ở đây là GDP-at-Risk (GDPaR), dùng để dự báo xác suất xấu nhất về tăng trưởng GDP với xác suất 5%. Tác giả kết hợp với phương trình hồi quy Logit nhằm xem xét tác động của FGLOB và ISPEED tới xác suất xảy ra rủi ro thực hệ thống SR. Lợi ích của việc sử dùng chỉ số này là nhằm tránh né các thách thức khi xác định các sự cố và thời gian của các khủng hoảng tài chính nói chung, sự đổ vỡ và phá sản của ngân hàng nói riêng. Bất kỳ sự bất ổn tài chính nào tác động xấu đều sẽ phản ánh rõ ràng tới sự giảm sút trong các hoạt động thực và sẽ được thể hiện trong chỉ số này. Cuối cùng của nghiên cứu là tác giả quan tâm tới chất lượng quản lý của tổ chức chính phủ tác động tới toàn cầu hóa tài chính, hội nhập tài chính có hỗ trợ cho sự tăng Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 68 trưởng của nền kinh tế ở các nước mới nổi. Tác giả sẽ sử dụng sáu bộ dữ liệu đo lường cho biến Vai trò của tổ chức chính phủ trong quá trình toàn cầu hóa tài chính và hội nhập hiện nay và cách đo lường sẽ được trình bày trong phần sau (phần 3.2 Thống kê mô tả). 2.2 Thống kê mô tả Do gặp vấn đề trong việc thu thập dữ liệu của các quốc gia mới nổi trên thế giới nên tác giả dựa vào dữ liệu sẵn có về lãi suất tín phiếu kho bạc của các quốc gia trong giai đoạn 2000 - 2016 từ IMF và chọn ra 25 quốc gia mới nổi để xem xét và nghiên cứu tác động của tiến trình toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính tới tăng trưởng của nền kinh tế. Phương pháp đo lường toàn cầu hóa tài chính de-facto mà tác giả sử dụng trong bài nghiên cứu dựa theo số liệu tài sản và nghĩa vụ bên ngoài một quốc gia. Hai bộ dữ liệu này được (R.Lane & Milesi-Ferretti, 2007) xây dựng trong bài nghiên cứu của mình nhưng chỉ mới cập nhật trong giai đoạn 1970 - 2011, vì vậy tác giả tổng hợp và cập nhật thêm số liệu mới nhất năm 2016. Độ mở tài chính được đại diện bởi biến FOPEN và đo lường bằng tỷ số giữa tổng tài sản và nghĩa vụ bên ngoài của quốc gia với GDP. Toàn cầu hóa tài chính được định lượng thông qua biến FGLOB là tỷ lệ tăng trưởng của biến FOPEN hay nói cách khác là tỷ lệ tăng trưởng của tỷ số giữa tổng tài sản và nghĩa vụ nợ bên ngoài quốc gia với GDP. Và biến GDPV đại diện cho độ biến động của tốc độ tăng trưởng GDP hằng năm của mỗi quốc gia, được đo lường tương tự như cách đo lường của (Moradbeigi & Law, 2016), bằng độ lệch chuẩn trung bình di động 5 năm của giá trị tuyệt đối sự thay đổi tốc độ tăng trưởng GDP đầu người hằng năm. Bên cạnh đó, tác giả cũng xem xét tác động của biến động dòng vốn tới hoạt động thực trong nền kinh tế. Tác giả sử dụng hai biến đo lường cho biến động nguồn vốn là: CIFV đại diện cho biến động dòng vốn vào và được tính bằng giá trị tuyệt đối của chênh lệch giữa tỷ lệ tăng trưởng của tỷ số tài sản bên ngoài với GDP và giá trị trung bình, còn COFV đại diện cho biến động dòng vốn ra của quốc gia và được tính tương tự với giá trị tuyệt đối của chênh lệch giữa tỷ lệ tăng trưởng của tỷ số nghĩa vụ nợ bên ngoài với GDP và giá trị trung bình. Dựa vào phương pháp đo lường được trình bày ở phần trên, tác giả đo lường biến ISPEED theo phương trình (6) Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 69 𝐼𝑆𝑃𝐸𝐸𝐷𝑗𝑡 = (𝑅𝑡 𝑖 − 1 𝑁 ∑𝑁𝑖=1 𝑅𝑡 𝑖)2 (6) Trong đó: 𝑅𝑡 𝑖 là tỷ suất sinh lợi thặng dư của quốc gia i trong thời gian t, tỷ suất sinh lợi thặng dư được tính bằng sự chênh lệch giữa tỷ suất sinh lợi thị trường với lãi suất tín phiếu kho bạc kỳ hạn 3 tháng; N là số quốc gia trong mẫu quan sát. Ở đây, tác giả sẽ sử dụng mẫu dữ liệu của 75 quốc gia trên thế giới trong khoảng thời gian từ năm 2000 - 2016, bao gồm các nước phát triển và các nước đang phát triển để tính tỷ suất sinh lợi thặng dư bình quân ( 1 𝑁 ∑𝑁𝑖=1 𝑅𝑡 𝑖) và sẽ đại diện cho tỷ suất sinh lợi thặng dư của thị trường chung trên thế giới. Điều này có nghĩa là khi một quốc gia có mức độ hội nhập tài chính càng sâu thì tỷ suất sinh lợi thặng dư ở thị trường nội địa tiến gần về gần bằng tỷ suất sinh lợi thặng dư trung bình, tác giả trình bày mức độ hội nhập tài chính của 25 quốc gia có nền kinh tế mới nổi trong bài nghiên cứu này qua Biểu đồ 4.2 Như đã trình bày trước đó, tác giả sẽ sử dụng chỉ báo rủi ro hệ thống, được xây dựng bài nghiên cứu của (De Nicolò, 2010) nhằm đo lường xác suất xảy ra rủi ro thực hệ thống và được đo lường thông qua hai phương pháp. Phương pháp thứ nhất là đo lường biến nhị phân SR5 dùng xem xét rủi ro , biến này sẽ lấy giá trị là 1 nếu tỷ số giữa tăng trưởng GDP và độ lệch chuẩn của toàn mẫu nhỏ hơn hoặc bằng phân vị thứ 5% của phân phối đó, ngược lại sẽ nhận giá trị 0. Tương tự phương pháp đo lường thứ hai là SR0, nó được xem như là đường biên thấp nhằm nhận biết rủi ro hệ thống thực, cũng như nhận biết nguy cơ khủng hoảng. SR0 cũng là một biến nhị phân, nó nhận giá trị bằng 1 khi tăng trưởng GDP âm và ngược lại sẽ nhận giá trị bằng 0. Để tối đa hóa quy mô của bằng chứng phân phối tăng trưởng GDP, SR5 và SR0 sẽ tính dựa trên số liệu tăng trưởng GDP của các quốc gia mới nổi từ năm 1960. Có nhiều công trình nghiên cứu trước đây đã tìm thấy kết quả cho rằng vai trò quản lý chính phủ đóng vai trò quan trọng trong quá trình hội nhập tài chính và toàn cầu hóa tài chính như (De Nicolò, 2012) cùng đồng nghiệp của mình đã tìm thấy tác động dương và mức ý nghĩa cao của vai trò quản lý chính phủ tới toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính. Vì thế, trong phần này, tác giả sẽ đưa thêm biến INST đại diện cho chất lượng quản lý của chính phủ vào mô hình với kỳ vọng rằng cải thiện năng lực quản lý chính phủ có thể làm gia tăng sự ảnh hưởng tích cực của những tiến bộ tài chính, cũng như tiến trình toàn cầu hóa tài chính tới hoạt động thực trong nền kinh tế. Tác giả sẽ sử Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 70 dụng bộ dữ liệu về chất lượng quản lý của chính phủ để đo lường biến INST, bằng cách xem xét sự thay đổi trung bình hằng năm của chỉ số quản lý. Bộ dữ liệu này được xây dựng bởi (Kaufmann, Kraay, & Mastruzzi, 2009), bao gồm sáu phương pháp điều tra cơ bản về chất lượng quản lý: Kiểm soát tham nhũng - mức độ mà sử dụng quyền lực phục vụ lợi ích cá nhân; Tiếng nói và trách nhiệm giải trình - khả năng của công dân tham gia bỏ phiếu bầu cử cho chính phủ; Tình hình chính trị ổn định - ổn định trong quá trình bầu cử cho bộ máy chính phủ; Hiệu quả của chính phủ - chất lượng của các dịch vụ công, xây dựng và thực hiện chính sách; Chất lượng của quy định - khả năng của chính phủ thực hiện các quy định nhằm ngăn cấm và khuyến khích phát triển khu vực tư nhân; Quy định về luật - chất lượng của việc thực thi hợp đồng và bảo vệ quyền sở hữu. Bảng 3.1: Thống kê mô tả1 Variable Mean Std, Dev Min Max GDPG 0,0449038 0,0347055 -0,0782089 0,3373578 GDPGV 2,051571 1,961259 0,0028587 13,43579 ISPEED 0,0049931 0,0117811 0,0000828 0,1246209 FGLOB 0,0848363 0,3299929 -0,3916889 2,523929 CIFV 28,43194 135,314 0,0035016 2009,619 COFV 0,2115469 0,4629345 0,0005179 5,464802 FOPEN 106,4502 325,538 0,0984536 2424,343 Ở đây, tác giả sẽ sử dụng ma trận hệ số tương quan nhằm xem xét kỳ vọng dấu giữa các biến trong mô hình với nhau. Từ kết quả ma trận hệ số tương quan của các chính trong Bảng 3.2 cho thấy: GDPG tương quan âm với ISPEED cho thấy mức độ hội nhập tài chính của một quốc gia tương quan dương với tăng trưởng GDP; mối quan hệ tương quan dương giữa GDPG và FGLOB, cũng như với CIFV và mức độ mở cửa tài chính. Ngoài ra, mối tương quan dương giữa GDPGV với ISPEED và FGLOB, cũng như với hai biến dòng vốn thể hiện mối quan hệ âm giữa biến động tăng trưởng GDP trong một quốc gia với hội nhập tài chính của quốc gia đó, mặc dù GDPGV tương quan âm với mức độ mở cửa tài chính. Cuối cùng là mối tương quan âm và tích cực giữa phương pháp đo lường 1 GDPG là tăng trưởng GDP, GDPGV đại diện cho biến động tăng trưởng GDP, ISPEED đo lường hội nhập tài chính, FGLOB đo lường toàn cầu hóa tài chính tài chính, COFV và CIFV đại diện cho biến động dòng vốn ra và vào, FOPEN đo lường mở cửa tài chính. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 71 hội nhập tài chính (ISPEED) và Độ mở cửa tài chính (FOPEN) cho thấy giữa chúng tương quan dương với nhau. Tuy mối tương quan này rất nhỏ nhưng bằng chứng thực nghiệm của việc sử dụng phương pháp đo lường Mức độ mở cửa tài chính được xem như cách đo lường cho hội nhập tài chính phổ biến trong nhiều bài nghiên cứu được trình bày trong phần lý thuyết. Bảng 3.2 Ma trận hệ số tương quan2 GDPG GDPGV ISPEED FGLOB CIFV COFV FOPEN GDPG 1 GDPGV 0,1200 1 ISPEED 0,0231 0,1430 1 FGLOB -0,2016 0,0628 0,0546 1 CIFV 0,0388 -0,0506 -0,0664 0,2885 1 COFV -0,1004 0,1833 0,0324 -0,0057 -0,0092 1 FOPEN 0,1454 -0,1678 -0,0472 -0,0497 0,0513 -0,0743 1 Nhìn chung, tiến trình toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính đem lại bất lợi và rủi ro cho tăng trưởng kinh tế của các quốc gia mới nổi. Phần kế tiếp, sẽ xem xét hệ số hồi quy của các biến độc lập từ các kết quả hồi quy của phương trình. Phần 3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 3.1 Kết quả ước lượng mô hình 3.1.1 Tăng trưởng65 Tác giả ước lượng phương trình dữ liệu bảng động bên dưới bằng phương pháp ước lượng GMM: 𝐺𝐷𝑃𝐺𝑗𝑡 = 𝛼𝑗 + 𝛽𝐼𝑆𝑃𝐸𝐸𝐷𝑗𝑡 + 𝛾𝐹𝐺𝐿𝑂𝐵𝑗𝑡−1 + 𝛿𝐶𝐹𝑉𝑗𝑡−1 + 𝜌𝐺𝐷𝑃𝐺𝑗𝑡−1 + 𝜀𝑗𝑡 (1) Trong đó: GDP growth của quốc gia j tại thời điểm t, kí hiệu 𝐺𝐷𝑃𝐺𝑗𝑡, được thiết lập phụ thuộc vào: các hiệu ứng cố định quốc gia (𝛼𝑗); mức độ hiện tại của biến hội nhập tài chính ở quốc gia j 𝐼𝑆𝑃𝐸𝐸𝐷𝑗𝑡, biến toàn cầu hóa tài chính 𝐹𝐺𝐿𝑂𝐵𝑗𝑡−1, tác giả giả định 2 GDPG là tăng trưởng GDP, GDPGV đại diện cho biến động tăng trưởng GDP, ISPEED đo lường hội nhập tài chính, FGLOB đo lường toàn cầu hóa tài chính tài chính, COFV và CIFV đại diện cho biến động dòng vốn ra và vào, FOPEN đo lường mở cửa tài chính. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 72 rằng tác động thực của sự thay đổi mở của tài chính làm biến mất các ảnh hưởng thực với một độ trễ, việc lấy độ trễ một thời kỳ nhằm đảm bảo số bậc tự do trong mô hình. Và một trong hai biến trễ đo lường biến động của dòng vốn được định nghĩa trước đó, kí hiệu 𝐶𝐹𝑉𝑗𝑡−1. Dựa vào kết quả hồi quy trong Bảng 4.1, có thể thấy mối tương quan dương giữa FGLOB và tăng trưởng GDP, với mức ý nghĩa đáng kể ở mô hình (2)-(3) (p-values <1%). Điều đó có nghĩa khi độ lệch chuẩn của FGLOB tăng lên 1 đơn vị thì tốc độ tăng trưởng GDP tăng trung bình khoảng 0,479% (hệ số hồi quy 0,0145119 nhân với độ lệch chuẩn của FGLOB 0,3299929). Trong khi, ISPEED tương quan dương với tăng trưởng GDP và có mức ý nghĩa thống kê cao, nghĩa là khi độ lệch chuẩn của ISPEED tăng lên 1 đơn vị thì tốc độ tăng trưởng GDP của quốc gia trung bình tăng 0,329% (hệ số hồi quy 0,278924 nhân với độ lệch chuẩn của ISPEED 0,0117811). Bên cạnh đó, biến động của các dòng vốn ra và vào đều tác động âm tới sự tăng trưởng của nền kinh tế với mức ý nghĩa thống kê cao. Khi độ lệch chuẩn của dòng vốn chảy ra – COFV tăng 1 đơn vị thì tốc độ tăng trưởng GDP trung bình giảm 0,356% (với hệ số hồi quy -0,0076831 nhân độ lệch chuẩn của COFV 0,4629345), tương tự với sự gia tăng thêm 1 đơn vị của dòng vốn chảy vào - CIFV cũng làm tốc độ tăng trưởng GDP trung bình giảm 4,29% (hệ số hồi quy là – 0,0003174 nhân với độ lệch chuẩn của CIFV 135,314). Điều này được giải thích là mức độ của toàn cầu hóa tài chính và biến động dòng vốn ra (CIFV) và dòng vốn vào (COFV) ở kỳ hiện tại sẽ tác động tới tăng trưởng GDP cho kỳ tới, trong khi sự hội nhập tài chính sẽ tác động tới tăng trưởng GDP cùng thời kỳ. Thực trạng quá trình toàn cầu hóa tài chính ở Việt Nam là một ví dụ điển hình, biểu đồ Hình 4.1 thể hiện tốc độ tăng trưởng GDP và dòng vốn FDI chảy vào ở Việt Nam trong giai đoạn 1988 – 2016. Nhờ các đợt sóng toàn cầu hóa tài chính trên thế giới và sự mở cửa tiếp nhận dòng vốn đầu tư nước ngoài, cũng như công nghệ tiên tiến ở các nước phát triển thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Việt Nam với tốc độ cao. Bên cạnh đó, sau khủng hoảng tài chính 2008, nhờ vào lợi ích của quá trình toàn cầu hóa tài chính cũng như có sự hoàn thiện hơn trong các hạn chế về mặt luật pháp, thể chế như Luật đầu tư 2014, đã kích thích nền kinh tế Việt Nam dần dần hồi phục và lấy lại đà tăng trưởng. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 73 Biểu đồ 4.1: Đồ thị thể hiện dòng vốn FDI chảy vào Việt Nam và tăng trưởng GDP trong giai đoạn 1988 – 2016 Nguồn: Tổng cục thống kê Việt Nam và World Bank Tóm lại, kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là tốc độ tăng trưởng GDP phù hợp với lý thuyết được trình bày ở trên, mức độ toàn cầu hóa tài chính càng lớn thì tốc độ tăng trưởng GDP càng cao nhưng việc tiếp thu những tiến bộ tài chính từ các nước phát triển hay các nước đang phát triển khác lại ảnh hưởng xấu tới tăng trưởng kinh tế của các nước đang phát triển. Hơn nữa, dòng vốn đầu tư càng ít bất ổn thì tốc độ tăng trưởng càng cao. Bảng 4.1 Kết quả hồi quy phương trình (1)3 GDPG(t) (1) GDPG(t) (2) GDPG(t) (3) GDPG(t-1) 0,1434938*** [0,000] 0,1431537*** [0,000] 0,1793592*** [0,000] 3 Mô hình ước lượng là GDPGjt= j+ISPEEDjt+FGLOBjt-1+CFVjt-1+GDPGjt-1+jt. GDPG là tăng trưởng GDP, ISPEED đo lường hội nhập tài chính, FGLOB đo lường toàn cầu hóa tài chính tài chính, và CFV đại diện cho biến động dòng vốn ra (COFV) và dòng vốn vào (CIFV) như định nghĩa trên, j là hiệu ứng cố định quốc gia. Sử dụng phương pháp ước lượng GMM của (Blundella & Bondb, 1998). Khoảng thời gian từ 2000 – 2016 *p < 0,1 **p < 0,05 ***p < 0,01 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 74 ISPEED(t) 0,278924*** [0,000] 0,3082999*** [0,000] 0,3942944*** [0,000] FGLOB(t-1) 0,0019943 [0,798] 0,0145119*** [0,000] 0,0289365*** [0,000] COFV(t-1) -0,0076831*** [0,000] CIFV(t-1) -0,0003174*** [0,000] 3.1.2 Biến động tăng trưởng Kết quả hồi quy Bảng 4.2 được thực hiện tương tự như đã trình bày trong Bảng 4.1 nhưng với phương trình hồi quy có biến phụ thuộc là biến động tăng trưởng GDP (GDPGV) 𝐺𝐷𝑃𝐺𝑉𝑗𝑡 = 𝛼1𝑗 + 𝛽𝐼𝑆𝑃𝐸𝐸𝐷𝑗𝑡 + 𝛾𝐹𝐺𝐿𝑂𝐵𝑗𝑡−1 + 𝛿𝐶𝐹𝑉𝑗𝑡−1 + 𝜌𝐺𝐷𝑃𝐺𝑗𝑡−1 + 𝜀𝑗𝑡 (2) Theo kết quả hồi quy của Bảng 4.2, thấy được cả hai đại lượng toàn cầu hóa tài chính (FGLOB) và hội nhập tài chính (ISPEED) đều tác động xấu tới biến động của tăng trưởng GDP ở các quốc gia mới nổi và có mức ý nghĩa thống kê, cụ thể: khi tăng thêm một đơn vị độ lệch chuẩn của FGLOB thì độ biến động của tăng trưởng GDP trung bình tăng 7,547% (hệ số hồi quy là 0,2287138 nhân với độ lệch chuẩn của FGLOB là 0,3299929) và khi tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn của ISPEED thì biến động tăng trưởng GDP trung bình giảm 3,08% (hệ số hồi quy – 10,16211 nhân với độ lệch chuẩn của ISPEED 0,0117811). Hơn thế nữa, biến động của dòng vốn chảy ra (COFV) và chảy vào (CIFV) cũng tác động tới biến động của tăng trưởng GDP với mức ý nghĩa thống kê cao. Khi tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn của dòng vốn chảy ra (COFV) thì biến động tăng trưởng GDP trung bình giảm 14,032% (nhân hệ số hồi quy -0,303115 với độ lệch chuẩn của COFV 0,4629345). Tương tự, khi tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn của dòng chảy vào (CIFV) thì biến động tăng trưởng GDP trung bình giảm 24,195% (nhân hệ số hồi quy -0,0017881 với độ lệch chuẩn của CIFV 135,314). Điều này có thể giải thích cho tác động của toàn cầu hóa tài chính và biến động dòng vốn ra (CIFV) và dòng vốn vào (COFV) ở kỳ hiện tại tới biến động tăng trưởng GDP cho nhiều thời kỳ trong tương lai, và ảnh hưởng của hội nhập tài chính tới biến động tăng trưởng GDP cùng thời kỳ. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 75 Nhìn vào Biểu đồ 4.1, có thể thấy rằng biến động tăng trưởng ở Việt Nam trong giai đoạn 1988 – 2016. Giai đoạn đầu 1988 – 1996, Việt Nam mở cửa và đón nhận các luồng vốn đầu tư FDI nước ngoài, cũng như tiếp nhận sự tiến bộ của công nghệ, khoa học - kỹ thuật các nước phát triển. Xu huớng toàn cầu hóa tài chính đã thúc đẩy sự tăng trưởng kinh tế với tốc độ cao (khoảng 9,54% năm 1995) nhưng sau đó do bị ảnh hưởng từ bất lợi của quá trình toàn cầu hóa tài chính, điển hình là sự lan truyền của cuộc khủng hoảng Thái Lan năm 1997, làm nền kinh tế Việt Nam suy thoái trong giai đoạn 1997 – 1999. Giai đoạn 2000 – 2007, nền kinh tế Việt Nam dần hồi phục với tốc độ tăng trưởng trung bình khoảng 6,92%/ năm. Tuy nhiên, do ảnh hưởng từ cuộc khủng hoảng tài chính 2007 – 2008, tình hình nền kinh tế Việt Nam trở nên bất ổn và lâm vào khủng hoảng, tốc độ tăng trưởng GDP ở Việt Nam giảm còn 5,9% trong năm 2009. Những năm gần đây, Việt Nam đã gia nhập WTO, ký kết hiệp định FTA,phần nào giúp khôi phục được tăng trưởng kinh tế. Tốc độ tăng trưởng GDP trong giai đoạn 1988 – 2016 cho thấy sự bất ổn về tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam, điều này có thể do hệ thống tài chính chưa phát triển, cũng như hệ thống phát luật chưa hoàn thiện dẫn tới hiện tượng lượng lớn dòng vốn đổ vào và nhanh chóng thoát chạy khi có sự biến động của biến số vĩ mô (như biến động tỷ giá, lạm phát,). Điều đó cho thấy hội nhập tài chính ở Việt Nam thị trường chung thế giới với hệ thống tài chính còn non yếu, dễ chịu ảnh hưởng nặng nề từ sự lan truyền của hai cuộc khủng hoảng 1997 và 2008. Bảng 4.2 Kết quả hồi quy phương trình (2)4 GDPGV(t) (1) GDPGV(t) (2) GDPGV(t) (3) GDPGV(t-1) 1,003154*** [0,000] 0,9194594*** [0,000] 0,9245231*** [0,000] ISPEED(t) -10,16211*** -6,858045*** -2,554181 4 Mô hình ước lượng là GDPGVjt= j+ISPEEDjt+FGLOBjt-1+CFVjt-1+GDPGVjt-1+jt. GDPGV là biến động tăng trưởng GDP, ISPEED đo lường hội nhập tài chính, FGLOB đo lường toàn cầu hóa tài chính tài chính, và CFV đại diện cho biến động dòng vốn ra (COFV) và dòng vốn vào (CIFV) như định nghĩa trên, j là hiệu ứng cố định quốc gia. Sử dụng phương pháp ước lượng GMM của (Blundella & Bondb, 1998). Khoảng thời gian từ 2000 – 2016 *p < 0,1 **p < 0,05 ***p < 0,01 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 76 [0,000] [0,000] [0,642] FGLOB(t-) 0,2287138* [0,065] 0,0521182 [0,256] 0,1875505*** [0,000] COFV(t-) -0,303115*** [0,000] CIFV(t-) -0,0017881*** [0,000] Tóm lại từ kết quả hồi quy trên, tác giả tìm thấy rằng những tiến bộ trong hội nhập tài chính và mức độ toàn cầu hóa tài chính càng cao dẫn tới sự biến động tăng trưởng càng lớn ở các nước mới nổi. Song song đó, sự biến động trong dòng vốn ra và vào ở các quốc gia có nền kinh tế mới nổi càng lớn giảm sự bất ổn trong tăng trưởng kinh tế. Biểu đồ 4.2: Đồ thị thể hiện mức độ hội nhập tài chính của 25 quốc gia mới nổi trong giai đoạn 2000 - 2016 Nguồn: DataStream và tác giả tự tổng hợp Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 77 3.1.3 Tính vững của mô hình Bảng 4.3 Kết quả kiểm tra tính vững của mô hình5 DGDPG (1) DGDPGV (2) DGDPG(t-1) 0,0953444*** [0,000] DISPEED(t-1) 0,3485057*** [0,000] -12,80385*** [0,000] DFGLOB(t-1) -0,0259947*** [0,000] 0,4167058*** [0,001] DGDPGV(t-1) 1,118333*** [0,000] Tác giả kiểm định tính vững của các kết quả hồi quy trong Bảng 4.1 và Bảng 4.2 trên đối với nguồn dữ liệu có thể bị chệch do vấn đề thiếu biến, dẫn tới hiện tượng nội sinh trong mô hình, do tác động của phần sai số tới các biến độc lập khác trong mô hình. Nhằm giải quyết vấn đề này, tác giả sử dụng phương pháp ước lượng bảng động GMM để hồi quy sự tăng trưởng cơ bản và biến động tăng trưởng với mẫu được tổng hợp bằng cách ước lượng sai phân bậc 2 của chúng, phương pháp này nhằm cố định các tác động ngẫu nhiên giữa phần sai số của mô hình với các biến độc lập. Từ đó, ước lượng GMM 2 bước (two step Generalized method of moments) sẽ khắc phục được hiện tượng nội sinh (pre-determine exo). 3.1.4 Rủi ro thực hệ thống Trong phần này, sẽ xem xét mối quan hệ giữa hội nhập tài chính, toàn cầu hóa tài chính và các chỉ số về rủi ro hệ thống thực có tồn tại không? Các rủi ro hệ thống thực được xác định trong bài nghiên cứu của (De Nicolò, 2010) như xác suất đuôi bên trái của 5 Sử dụng phương pháp ước lượng GMM của (Blundella & Bondb, 1998). Khoảng thời gian từ 2000 – 2016. *p < 0.1 **p < 0.05 ***p < 0.01 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 78 hoạt động thực, cụ thể phản ánh xác suất sự kiện khủng hoảng hệ thống ngân hàng hoặc hệ thống tài chính yếu kém. Bằng phương pháp ước lượng Logit: 𝑃(𝑆𝑅𝑗𝑡 = 1) = 𝐿𝑜𝑔𝑖𝑡(𝛼 + 𝛽𝐼𝑆𝑃𝐸𝐸𝐷𝑗𝑡 + 𝛾𝐹𝐺𝐿𝑂𝐵𝑗𝑡−1 + 𝛿𝐶𝐼𝐹𝑗𝑡−1 + 𝜌𝐺𝐷𝑃𝐺𝑗𝑡−1 (7) Kết quả hồi quy được trình bày trong Bảng 4.4 cho thấy khi tiến hành chạy hồi quy phương trình (7) với biến phụ thuộc là SR5 – rủi ro bất ổn của nền kinh tế, mặc dù không có ý nghĩa thống kê nhưng biến ISPEED và FGLOB đều tác động tích cực tới SR5, cho thấy những tiến bộ trong tài chính và tiến trình toàn cầu hóa tài chính giúp làm giảm thiểu rủi ro của sự bất ổn nền kinh tế, tương tự với kết quả nghiên cứu của (De Nicolò & Juvenal, 2013). Hơn nữa, kết quả hồi quy với biến phụ thuộc là SR0, rủi ro khủng hoảng cũng cho thấy mối tương quan âm giữa FGLOB và SR0 với mức ý nghĩa thống kê cao, khi tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn của FGLOB thì xác suất xảy ra rủi ro khủng hoảng trung bình giảm khoảng 2,386% (với hệ số hồi quy -7,229591 nhân độ lệch chuẩn của FGLOB là 0,3299929 trong Bảng 3.1), tuy mối tương quan giữa hội nhập tài chính và rủi ro khủng hoảng không có ý nghĩa thống kê nhưng theo kết quả hồi quy chúng ta có thể thấy những tiến bộ về tài chính có thể làm gia tăng rủi ro khủng hoảng đối với các quốc gia mới nổi. Bên cạnh đó, tác giả còn tìm thấy mối tương quan dương, với mức ý nghĩa cao giữa biến động dòng vốn ra (COFV) và xác suất khủng hoảng, nó có nghĩa là khi giảm 1 đơn vị độ lệch chuẩn của COFV thì xác suất xảy ra rủi ro khủng hoảng trung bình tăng khoảng 0,347% (bằng tích giữa hệ số hồi quy -0,7495263 và độ lệch chuẩn của COFV là 0,4629345 trong Bảng 3.1). Ở đây có thể giải thích rằng toàn cầu hóa tài chính và biến động dòng vốn ở thời kỳ hiện tại khi có sự tham gia quản lý của chính phủ sẽ tác động tới xác suất xảy ra khủng hoảng sau đó một thời kỳ. Như thế, có thể kết luận rằng mức độ toàn cầu hóa tài chính càng cao, xác suất xảy ra khủng hoảng ở các quốc gia mới nổi càng thấp. Tuy nhiên, khi biến động dòng vốn chảy ra khỏi quốc gia càng lớn làm gia tăng nguy cơ xảy ra khủng hoảng. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 79 Bảng 4.4 Kết quả hồi quy phương trình (7)6 SR5 SR5 SR5 SR0 SR0 SR0 GDPG(t-1) -8,69 [0,538] -14,18 [0,365] -8,17 [0,567] -37,69*** [0,000] -36,68*** [0,000] -37,63*** [0,000] ISPEED(t) 0,69 [0,991] 8,65 [0,872] -2,20 [0,972] -0,48 [0,987] -2,33 [0,941] -0,68 [0,981] FGLOB(t-1) -3,83 [0,362] -5,40 [0,324] -3,78 [0,365] -7,23*** [0,005] -7,08*** [0,005] -7,22*** [0,005] COFV(t-1) -4,08 [0,278] 0,75** [0,018] CIFV(t-1) -0,016 [0,635] -0,001 [0,915] Constant -3,55*** [0,000] -2,81*** [0,001] -3,43*** [0,000] -1,33*** [0,000] -1,59*** [0,000] -1,32*** [0,000] 3.1.5 Vai trò quản lý của chính phủ Với phương trình hồi quy tăng trưởng GDP và các biến chính nhưng thêm biến INST vào phương trình (1), thu được kết quả hồi quy từ phương trình (1) trong Bảng 4.5 cho thấy ISPEED*INST tương quan âm với tốc độ tăng trưởng GDP mặc dù không có ý nghĩa thống kê. Ngoài ra, mối tương quan âm giữa FGLOB*INST và GDPGV trong phương trình hồi quy (2) với mức ý nghĩa thống kê thấp, cho thấy cải thiện chất lượng quản lý của chính phủ giúp trong quá trình toàn cầu hóa tài chính giúp giảm thiểu biến động tăng trưởng của nền kinh tế, cụ thể: khi giảm 1 đơn vị độ lệch chuẩn của ISPEED*INST thì biến động tăng trưởng GDPGV trung bình giảm khoảng 1,2% (với độ 6 Mô hình ước lượng là PSRjt=1=Logit(+ ISPEEDjt+ FGLOBjt-1+CIFjt-1+GDPGjt-1). SR là chỉ báo rủi ro thực hệ thống : SR5 bằng 1 nếu tăng trưởng GDP thực nhỏ hơn phân vị thứ 5% của phân phối tăng trưởng GDP quốc gia, và ngược lại bằng 0; SR0 bằng 1 nếu tăng trưởng GDP thực âm, và ngược lại bằng 0. ISPEED đo lường hội nhập tài chính, FGLOB đo lường toàn cầu hóa tài chính tài chính, và GDPG là tăng trưởng GDP. Sử dụng phương pháp ước lượng hồi quy Logit với sai số chuẩn được tập hợp bởi quốc gia. Khoảng thời gian của dữ liệu từ 2000 – 2016. *p < 0.1 **p < 0.05 ***p < 0.1. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 80 lệch chuẩn là 0,0117811 và hệ số hồi quy của ISPEED*INST là 1,018716). Điều này cho thấy rằng khi có sự tham gia quản lý của chính phủ sẽ tác động tới tiến trình hội nhập tài chính, từ đó cải thiện sự tác động của hội nhập tài chính (ISPEED) ở kỳ hiện tại tới tăng trưởng kinh tế (GDPG) sau đó một kỳ thời kỳ. Bên cạnh đó, tác giả còn đưa biến chất lượng quản lý – INST vào phương trình hồi quy logit với biến phụ thuộc lần lượt là SR0 và SR5. Biến ISPEED*INST có mối tương quan âm với SR5 với mức ý nghĩa thống kê trung bình cho thấy mức độ hội nhập tài chính tăng 1 đơn vị độ lệch chuẩn thì xác suất xảy ra rủi ro hệ thống giảm 11,33 lần (với độ lệch chuẩn là 0,0117811 và hệ số hồi quy của ISPEED*INST là -961,6838), trong khi hồi quy với ISPEED trong phương trình hồi quy trên lại không có ý nghĩa thống kê. Kết quả hồi quy cho thấy khi có sự can thiệp của chính phủ trong tiến trình toàn cầu hóa tài chính ở kỳ hiện tại tác động âm tới xác suất xảy ra sự sụt giảm các hoạt động thực của nền kinh tế sau một thời kỳ. Tóm lại, có thể thấy rằng khi cải thiện chất lượng quản lý của chính phủ giúp nâng cao những lợi ích của việc toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính, đồng thời giảm thiểu các bất lợi của nó gây ra. Từ đó thúc đẩy sự tăng trưởng kinh tế với tốc độ cao, giảm thiểu tính độ bất ổn của tốc độ tăng trưởng kinh tế. Ngoài ra, tiến trình tiếp thu những tiến bộ liên quan về tài chính ở các quốc gia có nền kinh tế mới nổi còn giảm xác suất xảy ra độ bất ổn vĩ mô trong nền kinh tế. Bảng 4.5 Kết quả hồi quy phương trình (1)-(2) và (7) với Vai trò quản lý của chính phủ7 GDPG(t) (1) GDPGV(t) (2) SR5 (3) SR0 (4) 7 Mô hình ước lượng tương tự trong bảng 4.1 (Biến phụ thuộc: tăng trưởng GDP – GDPG), bảng 4.2 (Biến phụ thuộc: biến động tăng trưởng GDP – GDPGV) và bảng 4.4 (Mô hình Logit). ISPEED đo lường hội nhập tài chính, FGLOB đo lường toàn cầu hóa tài chính tài chính, SR là chỉ báo rủi ro thực hệ thống: SR5 bằng 1 nếu tăng trưởng GDP thực nhỏ hơn phân vị thứ 5% của phân phối tăng trưởng GDP quốc gia và ngược lại bằng 0; SR0 bằng 1 nếu tăng trưởng GDP thực âm và ngược lại bằng 0. Sử dụng phương pháp ước lượng GMM của (Blundella & Bondb, 1998). Khoảng thời gian từ 2000 – 2016. *p < 0.1 **p < 0.05 ***p < 0.01 Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 81 GDPG(t-1) 0,1421535*** [0,000] -9,229679 [0,466] GDPGV(t-1) 0,8559126*** [0,000] ISPEED(t) 0,278924*** [0,000] -10,16211*** [0,000] 0,685367 [0,991] -0,4774243 [0,987] ISPEED(t) *INST -0,3932791 [0,823] 1,018716* [0,092] -961,6838** [0,043] -107,8192 [0,808] FGLOB(t-1) 0,0019943 [0,798] 0,2287138* [0,065] -3,825193 [0,362] -7,229591*** [0,005] FGLOB(t-1) *INST -0,1372677 [0,425] -0,0930538 [0,262] 85,64792 [0,130] -38,79489 [0,208] Constant -4,167928*** [0,000] -2,65531*** [0,000] 3.2 Thảo luận kết quả nghiên cứu Tác động của toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính cùng với biến động dòng vốn đầu tư tới tăng trưởng nền kinh tế: dựa vào kết quả ước lượng mô hình ở trên, tác giả thấy rằng tiến trình toàn cầu hóa tài chính kích thích và thúc đẩy tăng trưởng cho nền kinh tế ở các quốc gia mới nổi. Tuy nhiên, mỗi quốc gia có đặc điểm, chính sách, tiềm lực kinh tế khác nhau, vì vậy khi tiếp thu những tiến bộ tài chính thì có thể gây ra các ảnh hưởng xấu tới tăng trưởng nền kinh tế do trình độ, năng lực quản lý của các tổ chức chính phủ còn yếu kém; các dòng vốn lớn từ nước ngoài chảy ra và vào nội địa không ổn định; tình hình bất ổn chính trị ở một số quốc gia phần nào tạo sự cản trở cho việc phát triển nền kinh tế trong nước, đồng thời việc đầu tư ra nước ngoài, phân bổ nguồn vốn không hợp lý không những không giúp giảm thiểu rủi ro đầu tư mà dẫn tới tình trạng đầu tư kém hiệu quả ở một số quốc gia. Tác động của quá trình toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính tới biến động của tăng trưởng kinh tế: với kết quả hồi quy cho thấy toàn cầu hóa tài chính và sự hội nhập tài chính ở các quốc gia mới nổi làm gia tăng độ bất ổn của sự tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh những lợi ích mà toàn cầu hóa tài chính, cũng như hội nhập tài chính đem lại Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 82 cho các quốc gia này, ngoài ra chúng còn tạo ra một số bất lợi đối với nền kinh tế như: tâm lý đầu tư bầy đàn; dòng vốn đầu tư chảy vào các quốc gia mới nổi biến động, không ổn định; các vấn đề chính sách tiền tệ của nước nhận đầu tư; áp lực lạm phát do vấn đề chi tiêu và đầu tư trong nước cũng như biến động của tỷ giá hối đoái thực, dẫn tới sự bất ổn về vĩ mô đối với các quốc gia này. Hơn nữa, kết quả nghiên cứu cho thấy quá trình toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính đều giảm thiểu rủi ro xảy ra khủng hoảng và sự bất ổn vĩ mô ở các nước có nền kinh tế mới nổi. Điều này có nghĩa là khi quá trình toàn cầu hóa tài chính diễn ra cũng như sự tiếp thu những tiến bộ về lĩnh vực tài chính, giúp chia sẻ rủi ro giữa các nước trong thị trường vốn chung, đồng thời cũng chia sẻ giữa các thành phần kinh tế ở mỗi nước dẫn tới xác suất xảy ra khủng hoảng tài chính giảm đáng kể. Bên cạnh đó, nhờ vào sự thúc đẩy phát triển tài chính ở mỗi quốc gia tạo nền tảng vững chắc và cải thiện hệ thống tài chính, góp phần phòng ngừa và hấp thụ các rủi ro khủng hoảng tài chính. Cuối cùng, vai trò quản lý của chính phủ trong tiến trình toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính hiện nay. Theo kết quả ước lượng trên, có thể thấy rằng vai trò của các tổ chức chính phủ trong việc quản lý có ảnh hưởng tới sự tác động của tiến trình hội nhập tài chính. Khi chất lượng quản lý được cải thiện, tạo ra tác động tích cực tới các quốc gia mới nổi trong tiến trình toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính, những lợi ích từ tiến trình hội nhập tài chính đem lại, cụ thể: (1) Quá trình hội nhập tài chính với năng lực quản lý tốt của các tổ chức chính phủ giúp giảm biến động tăng trưởng của nền kinh tế; (2) đồng thời khi tiếp thu những tiến bộ về tài chính ở những nước phát triển và chia sẻ rủi ro với các nước trên thế giới làm giảm thiểu rủi ro xảy ra bất ổn nền kinh tế vĩ mô trong nước. Điều này chứng tỏ rằng cách thức, năng lực quản lý và hoạch định chính sách của các tổ chức chính phủ ở nước mới nổi trên thế giới đóng vai trò quan trọng trong tiến trình hội nhập tài chính hiện nay. Phần 4 KẾT LUẬN NGHIÊN CỨU Quá trình toàn cầu hóa tài chính và hội nhập tài chính trong thời kỳ hiện nay không chỉ đem lại lợi ích, thành tựu tiến bộ cho các nước đang phát triển mà còn chứa đựng nhiều yếu tố rủi ro khủng hoảng, sự bất ổn vĩ mô ở những nước này và nghiêm trọng hơn có thể lây lan, ảnh hưởng tới hệ thống tài chính toàn cầu, điển hình như cuộc Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 83 khủng hoảng tài chính 2007 – 2008. Chính vì vậy, việc nâng cao khả năng chống chịu của nền kinh tế đối với các rủi ro về sự bất ổn vĩ mô, khủng hoảng tài chính,; hoạch định chính sách kinh tế phù hợp điều chỉnh đối với các dòng vốn đầu tư nước ngoài. Như vậy, có thể thấy rằng các nước mới nổi trên thế giới hội nhập vào sân chơi chung góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, đồng thời giảm thiểu rủi ro bất ổn kinh tế và nghiêm trọng hơn là nguy cơ xảy ra khủng hoảng. Để xem xét mối tương quan giữa quá trình toàn cầu hóa tài chính, hội nhập tài chính và biến động của dòng vốn tác động tới tốc độ tăng trưởng kinh tế, biến động tăng trưởng và rủi ro hệ thống. Tác giả đã sử dụng phương pháp ước lượng GMM với dữ liệu gồm 25 quốc gia mới nổi trên thế giới trong giai đoạn 2000 – 2016 để kiểm định mối quan hệ ấy. Căn cứ vào các kết quả ước lượng mô hình được trình bày ở phần trên, có thể thấy sự tồn tại mối quan hệ giữa toàn cầu hóa tài chính, hội nhập tài chính cùng với biến động của dòng vốn tác động tới tăng trưởng kinh tế. Những lợi ích từ quá trình toàn cầu hóa tài chính đem lại kích thích, thúc đẩy tăng trưởng nền kinh tế, chia sẻ các rủi ro giữa các quốc gia phát triển và đang phát triển, cũng như giữa các quốc gia mới nổi với nhau. Tuy nhiên, song song với các lợi ích từ quá trình toàn cầu hóa tài chính, cũng tồn tại những bất lợi đối với nền kinh tế của các quốc gia này như gây ra bất ổn về sự tăng trưởng kinh tế, ảnh hưởng của biến động dòng vốn chảy vảo và đi ra tới tăng trưởng không ổn định và xác suất xảy ra khủng hoảng, Đặc biệt, tác giả tìm thấy sự tham gia quản lý của chính phủ ở các nước có nền kinh tế mới nổi đóng vai trò quan trọng trong quá trình toàn cầu hóa tài chính và hội nhập như hiện nay, nó giúp cải thiện những tác động tốt từ tiếp trình hội nhập tài chính và giảm thiểu các ảnh hưởng bất lợi của quá trình này tới nền kinh tế. Chính vì vậy, các quốc gia mới nổi cần (1) phải thiết lập chính sách kiểm soát, hạn chế và quản lý dòng vốn đầu tư ra và vào một cách hợp lý, hiệu quả; (2) tiếp thu những thành tựu của thế giới nhằm phát triển hệ thống tài chính trong nước; (3) khắc phục những bất cập trong vấn đề đầu tư, tạo môi trường cạnh tranh lành mạnh cho các doanh nghiệp nội địa và nước ngoài đầu tư ở địa phương. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu của tác giả còn một số hạn chế trong việc thu thập dữ liệu các biến như Tín phiếu kho bạc kỳ hạn 3 tháng của các nước mới nổi, đồng thời các biến tác giả đưa vào mô hình nghiên cứu chủ yếu dựa trên những công trình nghiên cứu trước đây. Vì thế, mô hình nghiên cứu của tác giả có thể chưa đo lường tổng thể các biến Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 84 toàn cầu hóa tài chính, hội nhập tài chính và biến động của dòng vốn cùng như tác động của quá trình toàn cầu hóa tài chính, hội nhập tài chính cùng với biến động của dòng vốn tới tăng trưởng kinh tế, biến động tăng trưởng và rủi ro hệ thống. Nhằm khắc phục các hạn chế này, tác giả mong rằng các bài nghiên cứu sau có thể đưa thêm biến nghiên cứu mới vào mô hình và thu thập đầy đủ số liệu để kiểm định mối quan hệ giữa toàn cầu hóa tài chính, hội nhập tài chính và nền kinh tế. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 85 TÀI LIỆU THAM KHẢO Abiad, A., Oomes, N., & Ueda, K. (2008). The quality effect: Does financial liberalization improve the allocation of capital? Journal of Development Economics. Arestis, P., Basu, S., & Mallick, S. (2005). Financial Globalization: The Need for a Single Currency and a Global Central Bank. Journal of Post Keynesian Economics, 507-531. Aruoba, S., & Diebold, F. X. (2010). REAL-TIME MACROECONOMIC MONITORING: REAL ACTIVITY, INFLATION, AND INTERACTIONS. NBER WORKING PAPER SERIES. Baele, L. (2004). Measuring Financial Integration in the Euro Area. Bakaert, G., Harvey, C., & Lundblad, C. (2009). Financial Openness and Productivity . NBER WP No. 14843. Bekaert, G., & Harvey, C. (1995). Time-varying world market integration . Journal of Finance 50 (2), 403-444. Blundella, R., & Bondb, S. (1998). Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics, 115-143. Bonfiglioli, A. (2008). Financial integration, productivity and capital accumulation. Journal of International Economics. Boyd, J., De Nicolò, G., & Loukoianova, E. (2010). Baking Crises and Crisis Dating: Theory and Evidence . CESifo Working Paper No.3134. Broner, F. A., & Ventura, J. (2010). Rethinking the Effects of Financial Liberalization. NBER Working Paper. De Nicolò. (2010). Systemic Risks and the Macroeconomy. IMF Working Paper. De Nicolò. (2012). Financial Integration, Globalization and Real Activity. CESIFO WORKING PAPER NO. 3737. De Nicolò, G., & Juvenal, L. (2013). Financial integration, globalization and real activity. Journal of Financial Stability. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 86 Edison, H., Levine, R., Ricci, L., & Slok, T. (2002). International Financial Integration and Economic Growth. Journal of International Money and Finance. Hartmann, P., Heider, F., Papaioannou, E., & Lo Duca, M. (2007). The role of financial markets and innovation in productivity and growth in Europe . European Central bank Occasional Paper Series No.72. Jappell, T., & Pagano, M. (2008). Financial market integration under EMU. Kalemli-Ozcan, S. (2010). Deep Financial integration and volatility. NBER Working Paper. Kalemli-Ozcan, S., Papaioannou, E., & Peydro, L. (2010). Financial regulation, financial globalization and the synchronization of economic activity. NBER Working Paper No.14887. Kaufmann, D., Kraay, A., & Mastruzzi, M. (2009). Governance Matters VIII: Aggregate and Individual Governance Indicators 1996-2008. Policy Research Working Paper. Komárek, L., & Komárkova, Z. (2008). Integrace finančniho trhu vybranych novych členskych zemi EU s eurozonou. L.Schmukler, S. (2004). Benefits and Risks of Financial Globalization: Challenges for Developing Countries. Levchenko, A. A., Rancière, R., & Thoenig, M. (2009). Growth and risk at the industry level: The real effect of financial liberalization. Journal of Development Economics. Levine, R. (1997). Financial Development and economic growth: views and agenda. Journal of Economic Literature. Merton, R. C. (1980). ON ESTIMATING THE EXPECTED RETURN ON THE MARKET. Journal of Financial Economics, 323 - 361. Mody, A., & Murshid, A. P. (2005). Growing up with capital flows. Journal of International Economics. Kỷ yếu Nghiên cứu khoa học sinh viên UEH 2019 87 Moradbeigi, M., & Law, S. H. (2016). Growth volatility and resourece curse: Does financial development dampen the oil shocks? Resources Policy, 97-103. Obstfeld, M. (1994). Risk-Taking, Global Diversification, and Growth. American Economic. Obstfeld, M. (2009). International Finance and Growth in Developing Countries: What have we learned? International Monetary Fund. Prasad, E., Rogoff, K., Wei, S.-J., & Kose, M. (2004). Financial Globalization, Growth and Volatility in Developing Countries. NBER WORKING PAPER SERIES. Quinn, D. P., & Toyoda, A. M. (2008). Does Capital Account Liberalization Lead to Growth? Review of Financial Studies. R.Lane, P., & Milesi-Ferretti, G. M. (2007). The external wealth of nations mark II: Revised and extended estimates of foreign assets and liabilities, 1970-2004. Journal of International Economics, 223-250. Ross, S. A., Westerfield, R. W., & Jaffe, J. (n.d.). Corporate finance. New York: McGraw-Hill/Irwin. Saint-Paul, G. (1992). Technological choice, financial markets and economic development. European Economic Review. Stavarek, D., Repkova, I., & Gajdosova, K. (2011). Theory of financial integration and achievements in the European Union. Stiglitz, J. E. (2010). Risk and Global Economic Architecture: Why Full Financial Integration May Be Undersirable. American Economic Review: Papers & Proceedings 100, 388-392. Trichet, J. (2005). Financial markets integration in Europe. ECB's view; BIS Review.