BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
_____________________

Nguyễn Huy Hùng

MỐI QUAN HỆ GIỮA ĐỘ BẤT ỔN TĂNG TRƯỞNG VỚI
ĐỘ MỞ THƯƠNG MẠI VÀ ĐỘ MỞ TÀI CHÍNH
Ở VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC
TS. NGUYỄN TẤN HOÀNG

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2014


MỤC LỤC
Trang phụ bìa
Lời cam đoan
Mục lục
Danh mục các bảng biểu
Danh mục các hình vẽ, đồ thị
Chương 1: Giới thiệu ………………………………………………………………. 1
Chương 2: Tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm……………….…. 4
2.1 Tổng quan một số lý thuyết………………………………………. …..…………4
2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm……………………….………………….. ………..8

Chương 3: Phương pháp nghiên cứu

……………………….…………………15

3.1 Dữ liệu và cách xác định các biến………..……………………………………..15
3.2 Phương pháp nghiên cứu……….……………………….………………………23
Chương 4: Kết quả nghiên cứu và thảo luận ………………………………………30
4.1 Thống kê mô tả………………………………………………………………….30
4.2 Kết quả mô hình hồi quy……………………………….……………………….31
4.3 Kết quả kiểm định ……………………………….……………………………..34
4.4 Điều chỉnh mô hình ……..……………………….……………………………47
4.5 Kiểm định tính bền vững của mô hình ……..…………………………………50
4.6 Thảo luận về kết quả nghiên cứu……….………………………………………52
Chương 5: Kết luận ……………………….……………………………………….58
Danh mục tài liệu tham khảo
Phụ lục


Danh muc các hình vẽ, đồ thị

Hình 2.1 Tác động thuần âm của độ mở thương mại đối với độ bất ổn tăng trưởng
dựa theo Cavallo (2007) ……………..……………………………………………. 6
Hình 2.2 Mối quan hệ dương giữa độ mở thương mại và độ bất ổn tăng trưởng theo
Kose và cộng sự (2005)………………...……………….…………...………………6
Hình 3.1 Đồ thị dữ liệu KAOPEN Việt Nam của Chinn và Ito…………………. 18
Hình 3.2 Đồ thị dữ liệu KAOPEN (quý) trước và sau chuẩn hóa ………………

20

Hình 4.1 Đồ thị phần dư mô hình hồi quy……………………...……………….. 37

Hình 4.2 Đồ thị phân tán phần dư……………………...………………............... 38
Hình 4.3: Đồ thị độ bất ổn tăng trưởng giai đoạn 2000-2012 (theo quý) ………

57


Danh mục các bảng biểu
Bảng 3.1 Minh họa cách xác định biến phụ thuộc…………………...…………… 16
Bảng 3.2 Thống kê về chỉ số KAOPEN của Chinn và Ito (2013) ………………... 19
Bảng 4.1 Thống kê mô tả của biến phụ thuộc và các biến giải thích chính trong mô
hình ……………………………………………………………………………….30
Bảng 4.2 Kết quả hồi quy trên Eviews của phương trình hồi quy gốc…………… 31
Bảng 4.3 Kết quả hồi quy tổng hợp từ phương trình hồi quy gốc………………... 32
Bảng 4.4 Kết quả hồi quy phụ của các biến TOPEN và KAOPEN………………. 35
Bảng 4.5 Bảng hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình………………....... 36
Bảng 4.6 Kết quả kiểm định Correlagram……………………...……………….... 39
Bảng 4.7 Kiểm định White……………………...………………………………… 40
Bảng 4.8 Mô hình hồi quy phụ hỗ trợ kiểm định Breusch-Pagan………….. …….40
Bảng 4.9 Thống kê mô tả của chuỗi phần dư mô hình hồi quy gốc……………… 41
Bảng 4.10 Ma trận hệ số tương quan và hiệp phương sai (rút gọn) giữa sai số và các
biến còn lại...…. ……………………………………………………………………42
Bảng 4.11 Ma trận hiệp phương sai giữa sai số và các biến còn lại ……………….43
Bảng 4.12 Ma hiệp hệ số tương quan giữa sai số và các biến còn lại ……………..44
Bảng 4.13 Kiểm định Ramsey RESET với dạng bậc hai biến phụ thuộc…………. 45
Bảng 4.14 Kiểm định Ramsey RESET với dạng bậc 2 và 3 của biến phụ thuộc… 46
Bảng 4.15 Kết quả kiểm định Ramsey RESET cho các mô hình phụ ………….. 48
Bảng 4.16 Kết quả hồi quy mô hình gốc sau điều chỉnh………………...............

49



Bảng 4.17 Kết quả hồi quy phương trình gốc trước và sau sự thay đổi cách xác định
biến phụ thuộc ……………………...……………………...…………………...…50
Bảng 4.18 Kết quả hồi quy phương trình gốc sau khi thay đổi cách xác định biến
phụ thuộc ……………………...……………………...…………………...………51
Bảng 4.19 Kết quả hồi quy biến phụ thuộc theo 02 biến giải thích chính

………52

Bảng 4.20 Chỉ số đa dạng hóa sản xuất Việt Nam và một số quốc gia tổ chức 20002010 ………………………......................................................................................54
Bảng 4.21 Một khía cạnh về vị thế đầu tư quốc tế của Việt Nam với cơ cấu tài sản
và nợ trong danh mục đầu tư ……………………………………………………..56


1

Chương 1: Giới thiệu
1.1 Vấn đề nghiên cứu
Xu thế mở cửa hội nhập kinh tế quốc tế vẫn đang là xu thế phát triển của nhiều
nước trên thế giới. Việt Nam cũng không nằm ngoài xu thế này, bằng việc thông
qua Đại hội Đảng lần VI (1986) nước ta cũng đã từng bước mở cửa nền kinh tế ra
thế giới. Trong thời gian qua, Việt Nam đã xây dựng mối quan hệ hữu nghị, hợp tác
phát triển với nhiều quốc gia và vùng lãnh thổ trên thế giới. Ngoài ra, nước ta còn
tạo dựng mối quan hệ cũng như tham gia vào các tổ chức tài chính tiền tệ, nổi bật
trong đó phải kể đến việc Việt Nam trở thành thành viên của Hiệp hội các Quốc gia
Đông Nam Á (ASEAN), hay đặc biệt là sự kiện trở thành thành viên thứ 150 của Tổ
chức Thương mại Thế giới (WTO) vào năm 2006. Những sự kiện trọng đại trên đã
đánh dấu một bước tiến lớn trong tiến trình hội nhập quốc tế của kinh tế Việt Nam,
qua đó hoạt động thương mại của nước ta được tự do hơn trong quan hệ với các
nước khác trong khu vực cũng như trong tổ chức.

Hội nhập sâu rộng vào nền kinh tế thế giới sẽ tạo điều kiện thúc đẩy hoạt động kinh
tế trong nước cũng như mở rộng hoạt động xuất khẩu hơn, qua đó góp phần phát
triển tổng thể nền kinh tế. Những lợi ích này có thể được nhận thấy qua sự phát
triển của Việt Nam trong thời gian kể từ khi hội nhập. Tuy nhiên, không thể phủ
nhận những thách thức mà nền kinh tế phải đối mặt khi tiến hành mở cửa nền kinh
tế, đó là sự cạnh tranh quyết liệt hơn đến từ các doanh nghiệp nước ngoài.
Nhưng không chỉ có vậy, việc mở cửa thường kèm theo đó là những tác động gia
tăng bất ổn kinh tế vĩ mô, trong số đó phải kể đến độ bất ổn tăng trưởng. Độ bất ổn
tăng trưởng thể hiện mức độ ổn định của sự phát triển kinh tế hiện tại của một quốc
gia, nó thể hiện rằng sự tăng trưởng hiện tại có mang tính bền vững hay không. Sự
phát triển bền vững của nền kinh tế mới có thể đảm bảo nền kinh tế sẽ đi lên trong
một thời gian tương đối dài, và ít chịu những hệ lụy khi nền kinh tế không tăng
trưởng. Như vậy, vấn đề rằng ở Việt Nam việc mở cửa có hay không có tác động


2

đến độ bất ổn tăng trưởng, và rằng tác động này (nếu có) là mang tính tích cực hay
tiêu cực.
1.2 Tính cấp thiết của đề tài
Thực tế đã chỉ ra rằng nền kinh tế nước ta từ sau khi mở cửa đã có sự phát triển
đáng kể, tuy vậy, liệu rằng có tiểm ẩn những nguy cơ bất ổn vĩ mô từ sự phát triển
đó hay không cũng là vấn đề đáng quan tâm.
Trên thế giới hiện nay, cũng có một số nghiên cứu về vấn đề này, nổi bật trong đó là
Calderon and Schmidt-Hebbel (2008) nghiên cứu số lượng quốc gia mẫu lên đến 82
nước trong thời kì mẫu 30 năm (1975-2005). Tuy vậy bài nghiên cứu của Calderon
and Schmidt-Hebbel (2008) cũng như nhiều bài khác đều chưa thu thập dữ liệu của
Việt Nam, một phần do thời gian hội nhập của nước ta chưa thực sự lâu để thực
hiện mô hình. Do đó, mối quan hệ giữa các độ mở và độ bất ồn tăng trưởng ở Việt
Nam là vấn đề mang tính thực nghiệm và có thể được xem xét nghiên cứu.

Dù còn nhiều thiếu sót, nhưng đề tài “Mối quan hệ giữa độ bất ổn tăng trưởng với
độ mở thương mại và độ mở tài chính ở Việt Nam” này có thể cung cấp một bằng
chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa độ mở nền kinh tế và độ bất ổn tăng
trưởng, từ đó có thể đưa ra những kiến nghị liên quan đến vấn đề này.
1.3 Mục tiêu nghiên cứu
Mục tiêu nghiên cứu của đề tài là xem xét chiều hướng tác động của độ mở thương
mại cũng như độ mở tài chính đối với độ bất ổn tăng trưởng nhằm đưa ra kết luận
thực nghiệm về vấn đề này.
1.4 Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu sử dụng mô hình hồi quy đa biến ước lượng phương trình hồi quy
với biến phụ thuộc là độ bất ổn tăng trưởng còn biến giải thích chính là các biến độ
mở. Dữ liệu trong bài được thu thập theo quý hoặc được chuyển sang dạng quý, thời
kì mẫu là 2000Q1 đến 2012Q4.


3

1.5 Giới hạn nghiên cứu
Giới hạn nghiên cứu là bài nghiên cứu chỉ tập trung vào mối quan hệ giữa độ bất ổn
tăng trưởng và các độ mở nền kinh tế, do đó có thể sẽ bỏ qua hoặc ít đề cập đến
những quan hệ khác (nếu có) trong bài.
1.6 Phạm vi nghiên cứu
Phạm vi của bài nghiên cứu là các biến kinh tế của Việt Nam với giá trị có thể thu
thập liên tục trong một thời kì giống nhau, cụ thể là thời kì mẫu 2000Q1 đến
2012Q4.
1.7 Kết cấu của đề tài
Bài nghiên cứu được trình bày thành 05 chương, chương 1 giới thiệu vấn đề nghiên
cứu, chương 2 trình bày tổng quan lý thuyết và thực nghiệm các vấn đề liên quan,
chương 3 mô tả dữ liệu và đưa ra phương pháp nghiên cứu, chương 4 trình bày kết
quả thu được và chương 5 là kết luận.



4

Chương 2: Tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm
2.1 Tổng quan một số lý thuyết
2.1.1 Các khái niệm
Độ bất ổn tăng trưởng (Growth Volatility) là mức độ biến động của tốc độ tăng
trưởng GDP (Gross Domestic Products – Tổng sản phẩm quốc nội) trong một phạm
vi thời gian nhất định. Về mặt toán học, độ bất ổn tăng trưởng chính là độ lệch
chuẩn của tốc độ tăng trưởng GDP trong một phạm vi thời gian nhất định.
Với một mức độ bất ổn nhất định thì giá trị tăng trưởng sẽ dao động theo một trong
hai hướng là (1) tăng trưởng cao hơn hoặc (2) tăng trưởng thấp đi. Khi độ bất ổn
này gia tăng, có nghĩa là mức độ biến động của tăng trưởng GDP trong một phạm vi
thời gian cũng lớn hơn, khi đó mức độ gia tăng hoặc làm giảm tốc độ tăng trưởng
cũng lớn hơn. Nếu mức độ gia tăng lớn thì nền kinh tế đạt tốc độ tăng trưởng
“nóng”, tất nhiên là không thể duy trì tốc độ này lâu dài chưa kể hệ lụy liên quan
như lạm phát cao. Còn nếu mức độ giảm quá nhiều thì có khả năng tăng trưởng sẽ
bị âm tức nền kinh tế bị suy thoái, cũng dẫn đến những hệ lụy về nhiều phương diện
trong xã hội.
Như vậy, độ bất ổn tăng trưởng thể hiện tính ổn định của tốc độ tăng trưởng, qua đó
tạo điều kiện cho sự tăng trưởng bền vững trong dài hạn. Do đó, cần duy trì độ bất
ổn tăng trưởng ở một mức độ nhất định để tránh những tình trạng trên.
Độ mở thương mại (Trade Openness) là mức độ hội nhập của một quốc gia vào
thương mại quốc tế, bao gồm xuất khẩu và nhập khẩu.
Khi mức độ mở cửa thương mại tăng đồng nghĩa với hạn chế các biện pháp bảo hộ
mậu dịch trong nước, qua đó thúc đẩy hoạt động thương mại với các nước khác.


5


Độ mở tài chính (Financial Openness) là mức độ hội nhập của một quốc gia vào
thị trường tài chính quốc tế.
Độ mở tài chính càng cao thì các quy định hạn chế dòng vốn vào và ra nền kinh tế
cũng ít đi, và do đó các dòng vốn này ra và vào nền kinh tế tự do hơn.

2.1.2 Mối quan hệ giữa độ bất ổn tăng trưởng và các độ mở
Về mặt lý thuyết, tác động của các độ mở đối với độ bất ổn tăng trưởng có thể xem
xét dưới các khía cạnh chia sẻ rủi ro và sự chuyên môn hóa sản xuất dựa theo
Kalemli-Ozcan và cộng sự (2003). Với quốc gia có độ mở cao thì khả năng chia sẻ
rủi ro cũng tốt hơn, qua đó lảm giảm được bất ổn tăng trưởng. Tuy vậy, theo
Kalemli-Ozcan và cộng sự (2003) thì chia sẻ rủi ro và phân hóa sản xuất có mối
quan hệ dương với nhau, nghĩa là khả năng chia sẻ rủi ro tốt hơn sẽ dẫn đến sự
chuyên môn hóa sản xuất dựa theo lợi thế so sánh, dẫn đến nền kinh tế dễ tổn
thương hơn với các cú sốc đặc thù quốc gia và làm đột bất ổn gia tăng.
2.1.2.1 Độ bất ổn tăng trưởng và độ mở thương mại
Tác động của độ mở thương mại đối với độ bất ổn tăng trưởng được xem xét theo
02 chiều hướng:
Một mặt, việc mở cửa thương mại tạo ra khả năng chia sẻ rủi ro làm giảm độ bất ổn
tăng trưởng bằng cách đa dạng hóa đối tác thương mại hoặc đa dạng hóa rổ sản
phẩm xuất khẩu. Điều này giúp hạn chế được rủi ro từ sự phụ thuộc vào một số mặt
hàng xuất khẩu chủ yếu hoặc một số đối tác.


6

Độ bất ổn tăng trưởng

Tốc độ tăng trưởng


Độ mở thương mại

Hình 2.1 Tác động thuần âm của độ mở thương mại đối với độ bất ổn tăng
trưởng dựa theo Cavallo (2007)
Mặt khác, độ mở thương mại làm gia tăng độ bất ổn tăng trưởng. Việc mở cửa
thương mại không chỉ thúc đẩy hoạt động sản xuất và xuất khẩu mà nó còn tạo sự
chuyên môn hóa ngày càng lớn trong nền kinh tế, đó là các hàng hóa có lợi thế so
sánh sẽ được tập trung sản xuất nhiều hơn. Điều này dẫn đến tính bất ổn của các
ngành có hàng hóa xuất khẩu cũng lớn hơn và càng dễ tổn thương hơn bởi không
chỉ phải đối mặt với rủi ro từ các cú sốc bên trong mà còn cả các cú sốc bên ngoài.

Độ bất ổn tăng trưởng

Tốc độ tăng trưởng

Độ mở thương mại

Hình 2.2 Mối quan hệ dương giữa độ mở thương mại và độ bất ổn tăng trưởng
theo Kose và cộng sự (2005)


7

Hai tác động trên có thể nói là tồn tại cùng nhau nhưng tác động nào có thể lấn át
được thì tùy thuộc vào từng quốc gia cụ thể. Nếu tác động âm (độ mở thương mại
làm giảm độ bất ổn tăng trưởng) lấn át được tác động dương thì tác động thuần sẽ
mang dấu âm (như hình 2.1), ngược lại sẽ mang dấu dương (như hình 2.2), hoặc nếu
cả hai tác động không trội hơn lẫn nhau thì lúc này có thể xem độ mở thương mại
không có tác động đáng kể đến độ bất ổn tăng trưởng.
2.1.2.2 Độ bất ổn tăng trưởng và độ mở tài chính

Tương tự như độ mở thươg mại thì độ mở tài chính cũng tác động đến độ bất ổn
tăng trưởng theo 02 hướng:
Mở cửa hội nhập tài chính sẽ giúp các quốc gia có cơ hội tiếp cận, ứng dụng các
công cụ tài chính tiên tiến từ các thị trường phát triển hơn vào các chương trình
quản trị rủi ro. Sự tổn thất từ những rủi ro đặc trưng quốc gia từ trước đến giờ các
quốc gia này phải gánh chịu có khả năng được giảm thiểu, dẫn đến những bất ổn
trong nền kinh tế cũng giảm đi. Như vậy, có thể nói độ mở tài chính có thể làm
giảm độ bất ổn tăng trưởng.
Tuy nhiên, những dòng vốn cũng chảy vào nền kinh tế nhiều hơn và đổ vào tài trợ
cho sự chuyên môn hóa xuất khẩu do cảm nhận được nguồn lợi từ xuất khẩu mang
lại. Điều này càng đẩy nhanh quá trình chuyên môn hóa này, và do đó càng nhanh
khiến các ngành này dễ bị tổn thương hơn với các cú sốc bên ngoài cũng như sự
truyền dẫn từ những quốc gia khác.
Tác động thuần của độ mở tài chính đối với độ bất ổn tăng trưởng sẽ mang dấu
dương, hoặc dấu âm, hoặc tác động không đáng kể cũng tùy thuộc vào việc tác động
nào có thể lấn át được. Các tác động này cũng thay đổi qua các quốc gia tùy thuộc
vào đặc trưng của các quốc gia đó.


8

2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm
2.2.1 Độ bất ổn tăng trưởng và độ mở thương mại
Các bài nghiên cứu của Wacziag (2001), Irwin and Telvio (2002), Dollar and Kraay
(2003), Alcala and Ciccone (2004) đã đưa ra kết luận rằng độ mở cửa thương mại
có tác động tích cực một cách mạnh mẽ đối với sự phát triển của nền kinh tế. Đặc
biệt, Wacziag and Welch (2003) tập trung vào các nước thực hiện tiến trình tự do
hóa thương mại và nhận thấy giao dịch thương mại cũng như tăng trưởng kinh tế đã
gia tăng đáng kể và gần như ngay lập tức sau khi thực hiện tự do hóa.
Có những tranh luận chỉ ra rằng việc mở cửa thương mại sẽ giúp các quốc gia có

khả năng đa dạng hóa nhằm hạn chế tác động từ các cú sốc đặc trưng của từng loại
hàng hóa hoặc từng đối tác thương mại riêng biệt. Theo đó, nỗ lực đa dạng hóa hàng
hóa xuất khẩu (thông qua đa dạng hóa cấu trúc sản xuất) và đa dạng hóa đối tác
thương mại sẽ cho phép độ mở thương mại hoạt động như là cái đệm làm giảm tác
động của các cú sốc cả trong và ngoài quốc gia.
Cavallo (2007) nghiên cứu mẫu 77 quốc gia trong giai đoạn 1960-2000 nhằm đánh
giá xem liệu mở cửa thương mại có làm giảm độ bất ổn tăng trưởng hay không và
liệu tổn thất tiềm năng do rủi ro về tỷ giá thương mại (terms of trade) có làm suy
yếu vai trò ổn định hóa của độ mở thương mại hay không. Kết quả cho thấy vai trò
ổn định hóa áp đảo được hiệu ứng gia tăng độ bất ổn, cụ thể tại một quốc gia tỷ lệ
giao dịch thương mại trên GDP tăng 25% sẽ dẫn đến sự sụt giảm 40% trong độ lệch
chuẩn của tăng trưởng sản lượng.
Nghiên cứu của Rose (2002) chỉ ra những quốc gia có độ mở càng cao thì càng ít
phải đối mặt với nguy cơ vỡ nợ từ những khoản nợ quốc tế.
Ngoài ra, Martin and Rey (2006) cho thấy những quốc gia thị trường mới nổi sẽ có
xu hướng gặp phải khủng hoảng tài chính nếu có mở cửa tài chính nhưng lại hạn
chế mở cửa thương mại.


9

Tuy nhiên, vẫn có những tranh luận cho rằng độ mở thương mại cao sẽ làm gia tăng
tổn thất cho quốc gia từ những rủi ro bên ngoài. Theo đó, việc mở cửa thương mại
sẽ dẫn đến những mẫu hình chuyên môn hóa hơn về sản phẩm, và nếu chu kì kinh
doanh chủ yếu bị ảnh hưởng các cú sốc bên ngoài ngành thì độ bất ổn tăng trưởng
cũng gia tăng theo. Cụ thể, quốc gia chuyên môn hóa về xuất khẩu sản phẩm sơ chế
sẽ dễ tổn thương hơn với các cú sốc tỷ giá thương mại.
Easterly và cộng sự (2000) không phủ nhận tác động tích cực độ mở đối với tăng
trưởng mà chỉ ra rằng độ mở thương mại còn làm gia tăng tính dễ tổn thương hơn
đối với các cú sốc, và dẫn đến gia tăng độ bất ổn tăng trưởng.

Kose và cộng sự (2005) chỉ ra mối tương quan dương giữa độ bất ổn và độ mở
thương mại, tuy nhiên mối quan hệ này không ảnh hưởng đến tăng trưởng trong dài
hạn.
Có thể nói mối quan hệ giữa độ mở thương mại và độ bất ổn tăng trưởng là chưa
thật rõ ràng, đôi khi dẫn đến những kết quả thực nghiệm mâu thuẫn với nhận định
ban đầu.
Cavallo và Frankel (2007), tập trung nhiều hơn về nhập khẩu, nhận định rằng quốc
gia có độ mở càng cao thì càng dễ tổn thương với các cú sốc bên ngoài, và tạo ra
những sự ngưng trệ đột ngột (sudden stops) dẫn đến ảnh hưởng đến uy tín thương
mại của chính quốc gia này, những sự suy giảm thương mại về sau sẽ càng làm tổn
thương nhiều hơn các quốc gia khác. Tuy nhiên, kết quả từ 162 quốc gia giai đoạn
1970-2002 lại cho thấy quốc gia với độ mở lớn hơn lại ít gặp nguy cơ đối mặt với
sự ngưng trệ đột ngột cũng như khủng hoảng tiền tệ. Cụ thể, cứ gia tăng tỷ lệ
thương mại trên GDP 10% thì xác suất gặp sự ngưng trệ đột ngột giảm 40%.
Buch và cộng sự (2009) nghiên cứu các công ty ở Đức đánh giá mối quan hệ giữa
độ mở xuất khẩu và độ bất ổn. Về lý thuyết, họ xem xét tác động theo hai hướng (1)
nếu cung và cầu các yếu tố sản xuất có độ co giãn cao thì các doanh nghiệp xuất
khẩu sẽ gặp tổn thất nhiều hơn với các cú sốc trong và ngoài nước cũng như phản


10

ứng nhiều hơn với các cú sốc ngoại sinh so với các doanh nghiệp thuần nội địa, kéo
theo làm độ bất ổn gia tăng, và (2) mối tương quan không hoàn toàn của các cú sốc
bên trong và bên ngoài quốc gia có thể làm giảm độ bất ổn với những doanh nghiệp
có ngoại thương. Kết quả thực nghiệm lại chỉ ra phương sai của doanh số của công
ty có ngoại thương lại nhỏ hơn so với doanh nghiệp không ngoại thương, và hiệu
ứng của quy mô xuất khẩu đối với độ bất ổn là âm (được giải thích là do hiệu ứng
đa dạng hóa xuất phát từ tương quan thấp của các cú sốc trong và ngoài nước).
Di Giovanni và Levchenko (2008) lại cho rằng mối quan hệ giữa độ mở thương mại

và độ bất ổn vĩ mô sở dĩ chưa rõ ràng là do hiểu nhầm về cơ chế hoạt động đằng sau
mối tương quan giữa các biến số. Theo bài nghiên cứu, độ mở thương mại tác động
đến độ bất ổn qua ba kênh khác nhau gồm (1) gia tăng mức tổn thất với các cú sốc
bên ngoài, (2) thay đổi mẫu hình đồng di chuyển của các khu vực ngoại thương với
phần còn lại của nền kinh tế, và (3) cho phép đa dạng hóa sản phẩm theo từng khu
vực. Kênh (1) sẽ trực tiếp gia tăng độ bất ổn trong khi kênh (2) có xu hướng làm
giảm dao động độ bất ổn, kênh (3) sẽ làm giảm độ bất ổn khi sự đa dạng hóa xảy ra.
Nghiên cứu thực nghiệm được thực hiện trên mẫu các công ty thuộc 28 khu vực sản
xuất từ 61 quốc gia trong giai đoạn 1963-2003 nhằm kiểm tra tác động thông qua
các kênh trên. Kết quả theo từng kênh cho thấy với kênh (1) thì mở cửa thương mại
làm gia tăng độ bất ổn, với kênh (2) độ mở cao có xu hướng làm giảm sự tương
quan giữa khu vực ngoại thương với phần còn lại của nền kinh tế, và với kênh (3) là
độ mở cao sẽ dẫn đến sự chuyên môn cao hơn về sản xuất. Như vậy, tác động của
độ mở thương mại đối với độ bất ổn tăng trưởng qua từng kênh là không giống
nhau, với kênh (1) và (3) làm tăng độ bất ổn còn kênh (2) thì lại giảm. Tác động
tổng hợp thu được từ ba kênh theo bài nghiên cứu là quan hệ dương, cụ thể khi độ
mở thương mại gia tăng 60% thì độ bất ổn tính theo các khu vực có giao thương sẽ
tăng 17.3%.
Calderon và Schmidt-Hebbel (2008) nghiên cứu mẫu 82 quốc gia giai đoạn 19752005 đã đưa ra một đặc điểm quốc gia tác động đến mối quan hệ giữa độ mở thương


11

mại và độ bất ổn tăng trưởng. Đó là nếu quốc gia có mức độ chuyên môn sản xuất
và xuất khẩu cao thì độ mở thương mại có xu hướng làm giảm tính ổn định của tăng
trưởng (độ bất ổn tăng).
2.2.2 Độ bất ổn tăng trưởng và độ mở tài chính
Cũng như độ mở thương mại, tác động của độ mở tài chính đối với độ bất ổn tăng
trưởng cũng chưa thật rõ ràng.
Với việc mở cửa tài chính, các quốc gia đang phát triển với lượng vốn giới hạn có

cơ hội để tiếp cận được các công cụ tài chính tiến bộ cũng như lượng vốn dồi dào từ
các nước phát triển hơn. Từ đó, các quốc gia này có thể thiết lập cấu trúc sản xuất
đa dạng hơn và quản trị rủi ro tốt hơn. Kết quả vẫn đảm bảo tăng trưởng với mức
dao động tăng trưởng ổn định hơn.
Kose và cộng sự (2003) dùng mẫu 76 nước công nghiệp và đang phát triển trong
giai đoạn 1960-1999 nhằm kiểm định hiệu ứng của độ mở tài chính đối với độ bất
ổn vĩ mô. Kết quả là so với thập niên trước đó thì trong những năm 1990 tính bất ổn
của mức tăng sản lượng đã giảm và tỷ lệ độ biến động trong tăng trưởng tiêu dùng
trên độ biến động trong tăng trưởng thu nhập đã gia tăng đối với các quốc gia có độ
mở tài chính lớn hơn.
Bekaert và cộng sự (2004) đánh giá về sự tự do hóa thị trường vốn và độ mở tài
khoản vốn tác động như thế nào đến độ bất ổn trong mức tăng tiêu dùng thực. Kết
quả tương quan âm được hỗ trợ mạnh mẽ sau khi kiểm soát các nhân tố tác động
chu kì kinh doanh, sự phát triển về tài chính cũng như chất lượng về quy định thể
chế. Thêm vào đó, bài nghiên cứu cũng chỉ ra các quốc gia mở cửa tài chính càng
nhiều thì độ bất ổn tiêu dùng càng thấp và sẽ giảm đến mức thấp nhất khi các nước
này tiến hành tự do hóa thị trường vốn.
Tuy nhiên, việc mở cửa về tài chính dẫn tới hệ lụy gia tăng và tài trợ cho các mẫu
hình chuyên môn hóa sản xuất dựa theo lợi thế so sánh, làm gia tăng tính dễ tổn


12

thương đối với các cú sốc đặc trưng trong ngành chuyên môn hóa đó, và với mức độ
hội nhập càng cao thì càng dễ lan truyền những điều này từ quốc gia này sang quốc
gia khác.
Chính những tác động trái ngược xuất phát từ lý thuyết đã khiến vấn đề này trở nên
mang tính thực nghiệm. và một số bài nghiên cứu về sau đã cố gắng giải thích cho
các kết quả này dựa theo những điều kiện mà họ nghiên cứu.
Calderon và Schmidt-Hebbel (2008) đã chỉ ra các quốc gia có tỷ lệ nợ trên tài sản

thấp (thiên về tài sản) thì độ mở tài chính có xu hướng ổn định được độ bất ổn tăng
trưởng.
Rose và Spiegel (2009) dùng cách tiếp cận về mặt địa lý làm trung gian cho quan hệ
giữa độ mở tài chính và độ bất ổn chu kỳ kinh doanh. Theo đó, các quốc gia ở gần
trung tâm tài chính lớn có mức độ hội nhập lớn hơn, và các quốc gia gần các trung
tâm tài chính lớn thường có độ bất ổn chu kỳ kinh doanh thấp hơn. Đó là một kết
luận gián tiếp cho rằng độ mở tài chính và độ bất ổn chu kỳ kinh doanh có mối quan
hệ nghịch biến. Về mặt định lượng, khi khoảng cách tài chính (financial
remoteness) gia tăng 1 đơn vị sai số chuẩn (hàm ý một mức độ mở cửa tài chính
thấp hơn) thì độ bất ổn tiêu dùng gia tăng tương đương khoảng 15%.
Buch và cộng sự (2002) dùng mô hình cân bằng tổng thể ngẫu nhiên động và chỉ ra
mối quan hệ giữa độ mở tài chính và độ bất ổn chu kỳ kinh doanh lại phụ thuộc vào
bản chất của các cú sốc. Những mô phỏng từ mô hình của các bài này chỉ ra kết quả
tương quan dương xảy ra khi có cú sốc chính sách tiền tệ và cú sốc phần bù rủi ro,
với cú sốc lao động là mối tương quan không đáng kể, trong khi tương quan âm
xuất hiện với điều kiện cú sốc chính sách tài khóa. Ví dụ cụ thể, Buch và cộng sự
(2002) nghiên cứu mẫu 24 nước từ 1960 - 2000 và đưa ra kết quả vào những năm
1990 với các nước có độ mở tài chính cao hơn thì tác động của cú sốc chính sách
tiền tệ được khuếch tán trong sự ràng buộc về chính sách tài khóa.


13

Bên cạnh đó, bài nghiên cứu của Kose và cộng sự (2003) chỉ ra kết quả độ mở tài
chính gia tăng tỷ số độ biến động tiêu dùng trên độ biến động thu nhập, qua đó bác
bỏ cơ hội chia sẻ rủi ro do mở cửa tài chính, tuy vậy mối quan hệ này không hẳn là
một chiều. Một khi đã vượt một ngưỡng nhất định thì độ mở tài chính lại làm giảm
tỷ số trên, do đó cải thiện khả năng san sẻ rủi ro và ổn định hóa tiêu dùng, dẫn đến
ổn định được tăng trưởng.
Tiếp nối bài nghiên cứu của Kose và cộng sự (2003), Evans và Hnatkovska (2007)

cũng chỉ ra ảnh hưởng của độ mở tài chính đến độ bất ổn phụ thuộc vào hai kênh (1)
việc tiếp cận rộng rãi các công cụ tài chính cho phép các hộ gia đình – vốn có tiêu
dùng tương quan thấp với các cú sốc đặc thù quốc gia – thực hiện quản trị rủi ro tốt
hơn, và (2) việc tiếp cận thị trường vốn quốc tế sẽ dẫn đến sự chuyên môn hóa sâu
rộng hơn trong sản xuất của từng quốc gia từ đó khuếch đại ảnh hưởng của các cú
sốc đặc thù quốc gia và truyền dẫn qua các nước khác. Kết quả cho thấy mối quan
hệ dạng hình chuông giữa độ mở tài chính và độ bất ổn tiêu dùng. Quốc gia đi từ
trạng thái tự túc về tài chính lên một độ mở thấp thì sự gia tăng trong mối tương
quan giữa tiêu dùng và cú sốc đặc thù quốc gia lấn át được hiệu ứng giảm tính bất
ổn trong tiêu dùng hàng hóa ngoại thương, do đó độ bất ổn tiêu dùng tổng thể sẽ
tăng lên. Ngược lại, khi quốc gia đi từ trạng thái mở cửa tài chính thấp lên mức cao
hơn thì kết quả trên đảo chiều, hiệu ứng giảm bất ổn trong tiêu dùng hàng hóa ngoại
thương lấn át được hiệu ứng tương quan giữa tiêu dùng và cú sốc đặc thù quốc gia,
dẫn đến kết quả độ bất ổn tổng thể giảm.
Ito (2004) tiếp cận mối quan hệ này dưới góc nhìn của các cuộc khủng hoảng. Bằng
quan sát 141 cuộc khủng hoảng tiền tệ của 62 nước từ 1975-2002, bài nghiên cứu
đưa ra kết quả là độ mở tài chính cao có khả năng làm giảm xác suất gặp khủng
hoảng tiền tệ đối với các nước công nghiệp và đang phát triển trong khi lại không
đúng với quốc gia mới nổi. Một kết quả nữa là với các nước công nghiệp thì mối
tương quan giữa sự sụt giảm sản lượng và khủng hoảng tiền tệ là nhỏ hơn và ít kéo
dài hơn nếu có độ mở tài chính lớn hơn trước khi gặp khủng hoảng. Tuy nhiên, với


14

các nước đang phát triển và thị trường mới nổi thì không có cơ sở cho một kết luận
tương tự.
Nhìn chung, kể cả về mặt lý thuyết hay thực nghiệm thì mối quan hệ giữa độ mở và
độ bất ổn tăng trưởng đều chưa thật rõ rang. Điều này có thể hàm ý rằng có khả
năng tồn tại một điều kiện nào đó để làm mối quan hệ này mang dấu âm hay dương.

Trong số các bài trên thì bài nghiên cứu của Calderon và Schmidt-Hebbel (2008)
đưa ra các điều kiện liên quan đến đặc trưng quốc gia sẽ tác động đến dấu của mối
quan hệ được xem là khá hợp lý, do đó đề tài sẽ sử dụng dựa theo bài nghiên cứu
này để thực hiện đánh giá mối quan hệ trên tại Việt Nam.


15

Chương 3: Phương pháp nghiên cứu
3.1 Dữ liệu và cách xác định các biến
3.1.1 Giới thiệu chung
Dữ liệu trong đề tài được thu thập nhằm thực hiện mô hình hồi quy tương tự như
trong bài nghiên cứu của Calderon và Schmidt-Hebbel (2008). Dữ liệu gồm các chỉ
tiêu kinh tế vĩ mô của nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn 2000-2012 và được thu
thập theo quý hoặc chuyển về dạng quý.
Nguyên nhân của việc chọn thời gian mẫu như trên phụ thuộc vào các yếu tố:
 Sự hạn chế về mặt thời gian của số liệu đối với một số biến vĩ mô của Việt
Nam, theo đó phần lớn các biến gặp khó khăn trong việc thu thập hoặc dữ
liệu không có sẵn trong giai đoạn trước năm 2000.
 Các biến thu thập có thời gian không đồng nhất với nhau, do đó lựa chọn
khoảng thời gian 2000-2012 có thể bao hàm được phần lớn các biến với cùng
một thời gian mẫu.
 Sự hạn chế về mặt tiếp cận dữ liệu khiến một số dữ liệu có thể tồn tại nhưng
lại gây khó khăn cho việc thu thập.
 Ngoài ra còn đặc thù trong việc thu thập dữ liệu của một số biến cũng tác
động đến thời kì mẫu trong bài, như các biến độ bất ổn tăng trưởng,
KAOPEN, GDP thực.
Do khoảng thời gian mẫu 2000-2012 là không quá dài nên đề tài dùng dữ liệu theo
quý, theo đó thời gian mẫu cụ thể là 2000Q1:2012Q4. Một số biến có sẵn dưới dạng
quý sẽ được sử dụng trong mô hình một cách trực tiếp, một số biến không có sẵn

dưới dạng quý (cụ thể là dạng năm) sẽ được chuyển thành dữ liệu quý bằng công cụ
trong phần mềm Eviews.


16

3.1.2 Xác định các biến
3.1.2.1 Biến phụ thuộc
Biến phụ thuộc dùng trong mô hình hồi quy là biến độ bất ổn tăng trưởng, được đo
lường bằng độ lệch chuẩn của mức tăng trưởng GDP thực (theo quý) tính trong
phạm vi 5 quý.

GROVOLt = Độ lệch chuẩn 5 quý của (dGDPT) =√

(

̅̅̅̅̅̅̅̅̅)2

Trong đó GROVOLt là kí hiệu của biến độ bất ổn tăng trưởng, GDPT là giá trị GDP
thực theo quý và được logarit hóa, do đó dGDPT là tốc độ tăng trưởng GDP hằng
quý và đồng thời là sai phân bậc nhất của GDPT, ̅̅̅̅̅̅̅̅̅ là giá trị trung bình của dyt
trong phạm vi 5 quý, T chỉ thời điểm của giá trị biến trong một giới hạn 5 quý (T =
1,2,3), t chỉ thời điểm của giá trị biến dùng thực hiện mô hình, tương ứng với T=3
trong mỗi một phạm vi 5 quý.
Bảng 3.1 Minh họa cách xác định biến phụ thuộc
GDP thực

dlogGDPt

Q4 2000


78,792,000,000,000

Q1 2001

58,368,000,000,000

-30.00%

Q2 2001

78,637,000,000,000

29.81%

Q3 2001

71,589,000,000,000

-9.39%

Q4 2001

83,941,000,000,000

15.92%

Q1 2002

62,213,000,000,000


-29.96%

GROVOL

27.00%

Nguồn: Tính toán của tác giả
Dữ liệu GDP thực được thu thập theo quý từ nguồn Datastream.

=stdev(2001Q1:2002Q1)


17

3.1.2.2 Biến giải thích chính
a. Độ mở thương mại
Độ mở thương mại (TOPEN) được xác định bằng một tỷ số trong đó tử số là tổng
giá trị giao dịch của xuất khẩu và nhập khẩu, và mẫu số là giá trị GDP.
TOPEN =
TOPEN là độ mở thương mại.
X là giá trị xuất khẩu, được thu thập theo quý tại Quỹ Tiền tệ Quốc tế (International
Monetary Fund – IMF), do đơn vị là USD nên cần chuyển đổi sang đơn vị VND
bằng cách nhân với tỷ giá hối đoái.
M là giá trị nhập khẩu, với số liệu theo quý của IMF, cũng được chuyển đổi đơn vị
như giá trị xuất khẩu.
Tỷ giá hối đoái được dùng là tỷ giá hối đoái danh nghĩa trung bình, với dữ liệu có
sẵn trong World Development Indicators của Ngân hàng Thế giới (World Bank –
WB) dưới dạng năm và được chuyển sang dạng quý để tính toán thông qua phần
mềm Eviews.

b. Độ mở tài chính
Độ mở tài chính không được xác định giống như trong bài của Calderon và
Schmidt-Hebbel (2008) với nguyên do là sự hạn chế tiếp cận với các biến giá trị
thành phần dùng để tính độ mở tài chính này.
Đề tài đã dùng một cách xác định độ mở tài chính khác là sử dụng chỉ số KAOPEN
của Chinn và Ito (The Chinn-Ito Index). Chỉ số KAOPEN thể hiện mức độ mở cửa
tài khoản vốn, do đó thể hiện mức độ tự do các dòng vốn chảy ra và chảy vào nền
kinh tế. Như vậy, chỉ số này khá phù hợp để làm thước đo tính toàn cho độ mở tài
chính.


18

1972
1973
1974
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988

1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011

Dữ liệu này được cập nhật bởi các tác giả sau một quãng thời gian nhất định.

0
-0.2
-0.4
-0.6

-0.8
-1
-1.2
-1.4
-1.6
-1.8
-2

Hình 3.1 Đồ thị dữ liệu KAOPEN Việt Nam của Chinn và Ito1
Hiện nay, các tác giả chỉ mới cập nhật đến năm 2011, và lần cập nhật tiếp theo sẽ
vào cuối năm 2014 (theo Chinn và Ito, 2013). So với thời kì mẫu có sự không thống
nhất về mặt thời gian, do đó để xác định giá trị cho các giai đoạn mẫu không có số
liệu KAOPEN – cụ thể từ 2012Q1 đến 2012Q4, đề tài giả định rằng giá trị
KAOPEN không thay đổi so với trước đó dựa theo một số quan sát đồ thị dữ liệu.
Ở Việt Nam từ sau năm 1986, chỉ số KAOPEN có 04 sự thay đổi bất thường về mặt
giá trị rơi vào các giai đoạn 1992-1993, 1995-1996, 2000-2001 và 2007-2008, trong
đó chỉ có giai đoạn 2000-2001 là giảm. Các sự gia tăng trong KAOPEN diễn ra phù
hợp với các sự kiện quan trọng liên quan đến các vấn đề hợp tác kinh tế với quốc tế.
Cụ thể, lần gia tăng đầu tiên có thể xem như là kết quả của công cuộc đổi mới được
xuất phát từ Đại hội Đảng Cộng sản Việt Nam lần VI năm 1986. Đến năm 1995,
một bước ngoặt lớn diễn ra đối với nước ta, đó là Việt Nam chính thức gia nhập

1

Các hình vẽ và bảng biểu được thực hiện dựa vào dữ liệu thu thập và tính toán của tác giả, nếu không có
chú thích gì thêm.


19


Hiệp hội các Quốc gia Đông Nam Á (ASEAN) qua đó mở ra thời kì hợp tác sâu
rộng hơn với các quốc gia trong khu vực. Đặc biệt, sự kiện Việt Nam gia nhập Tổ
chức Thương mại Thế giới (WTO) vào năm 2006 là bước tiến lớn trong quá trình
hội nhập với nền kinh tế thế giới, do đó cũng dẫn đến sự gia tăng mạnh mẽ nhất đối
với chỉ số KAOPEN. Ngoài ra, việc KAOPEN giảm trong giai đoạn 2000-2001 có
thể được lý giải thông qua sự ảnh hưởng từ một sự kiện lớn trên thế giới, Tòa nhà
Trung tâm Thương mại Thế giới ở New York bị phá hủy vào ngày 11/9/2001. Có
thể nói, chỉ số KAOPEN phản ánh được những sự kiện lớn liên quan đến vấn đề mở
cửa của nước ta trong thời gian qua, do đó với việc không có sự kiện nào quá nổi
bật trong giai đoạn năm 2012 thì việc cho rằng chỉ số KAOPEN được duy trì có thể
xem là một giả định hợp lý. Tuy nhiên, ngay khi có được dữ liệu chính thức thì dữ
liệu giả định này sẽ được thay thế.
Dữ liệu KAOPEN được chuyển sang dạng quý trước hết bằng phương thức linear
(tuyến tính, chuỗi KAOPEN1). Tuy vậy, chuỗi dữ liệu này lại có rất ít sự biến động,
do đó đề tài còn nội suy theo phương pháp Cubic (chuỗi KAOPEN2). Cả 2 chuỗi dữ
liệu được chuẩn hóa (nhận giá trị từ 0 - 1) để thuận lợi cho việc thực hiện mô hình.
Việc chuẩn hóa 02 chuỗi dữ liệu KAOPEN được thực hiện với sự gợi ý của Chinn
và Ito (2013), trong đó giá trị 0 tương ứng với giá trị thấp nhất trong bảng dữ liệu là
-1.86 còn giá trị 1 tương ứng với 2.442 (xem bảng 3.2).
Bảng 3.2 Thống kê về chỉ số KAOPEN của Chinn và Ito (2013)

Toàn mẫu
Các nước công nghiệp
Các nước đang phát triển
Các nước thị trường mới nổi
Nguồn: Chinn và Ito (2013)
2

Nhỏ
nhất

-1.86
-1.86
-1.86
-1.86

Trung
bình
0.00
1.26
-0.22
-0.20

Công thức dùng để chuẩn hóa:
[KAOPEN – (-1.86)]/[2.44 - (-1.86)] = [KAOPENn – 0]/[1 – 0]
KAOPENn = [KAOPEN + 1.86]/[4.3]

Trung
vị
-0.38
2.18
-1.17
-0.81

Lớn
nhất
2.44
2.44
2.44
2.44


Độ lệch
chuẩn
1.53
1.38
1.44
1.44


20

1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 47 49 51
0
-0.2
-0.4
KAOPEN1

-0.6

KAOPEN2
-0.8
-1
-1.2
-1.4

(a)
0.5
0.45
0.4
0.35
0.3

0.25

KAOPEN1n

0.2

KAOPEN2n

0.15
0.1
0.05
0
1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 47 49 51

(b)
Hình 3.2 Đồ thị dữ liệu KAOPEN (quý) trước (3.2a) và sau chuẩn hóa (3.2b)