intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:14

Thêm vào BST
Báo xấu
18
lượt xem 6
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Mục tiêu chính của nghiên cứu này là kiểm định mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam. Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm chuỗi số liệu thời gian theo tần suất năm của chỉ số phát triển tài chính và tăng trưởng GDP trong giai đoạn 1992-2020.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

  1. Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam Trương Đông Lộc1, Lý Thoại Anh2 Trường Kinh tế, Trường Đại học Cần Thơ 1,2 Ngày nhận: 16/04/2023 Ngày nhận bản sửa: 10/07/2023 Ngày duyệt đăng: 28/08/2023 Tóm tắt: Mục tiêu chính của nghiên cứu này là kiểm định mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam. Số liệu được sử dụng trong nghiên cứu này bao gồm chuỗi số liệu thời gian theo tần suất năm của chỉ số phát triển tài chính và tăng trưởng GDP trong giai đoạn 1992-2020. Sử dụng mô hình tự hồi quy vectơ (VAR- vector autoregressive), kết quả nghiên cứu cho thấy phát triển tài chính có mối tương quan nghịch với tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, ở chiều ngược lại, không có bằng chứng để kết luận rằng tăng trưởng kinh tế có ảnh hưởng đến phát triển tài chính. Ngoài ra, kết quả kiểm định Granger còn xác nhận rằng mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế chỉ xảy ra một chiều từ phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế. Từ khóa: Phát triển tài chính, Tăng trưởng kinh tế, Việt Nam The relationship between financial development and economic growth in Vietnam Abstract: This study is devoted to investigate the relationship between financial development and economic growth in Vietnam. The data employed in this study consist of the yearly financial development index and GDP growth during the period from 1992 to 2020. Using a vector autoregressive (VAR) approach, the results indicate that the financial development has the negative effect on the economic growth. However, in the opposite direction, there is no evidence regarding the effect of economic growth on financial development in Vietnam. In addition, results derived from the Granger causality test confirm there is the uni-directional causality, from the financial development to the economic growth. Keywords: Financial development, Economic growth, Vietnam Doi: 10.59276/TCKHDT.2023.10.2529 Truong, Dong Loc1, Ly, Thoai Anh2 Email: tdloc@ctu.edu.vn1, anhb1911525@student.ctu.edu.vn2 Organization of all: School of Economics, Can Tho University © Học viện Ngân hàng Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng ISSN 1859 - 011X 23 Số 257- Tháng 10. 2023
  2. Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam 1. Giới thiệu giới (World Bank-WB) (2022), tỷ lệ tín dụng trên GDP của Việt Nam đã tăng từ Mối quan hệ giữa phát triển tài chính 13,7% vào năm 1992 lên 147,9% vào năm (PTTC) và tăng trưởng kinh tế (TTKT) là 2020. Bên cạnh đó, thị trường chứng khoán chủ đề nhận được sự quan tâm của nhiều nhà Việt Nam cũng có sự phát triển vượt bậc nghiên cứu trong suốt những thập niên gần kể từ khi đi vào hoạt động (năm 2000). Cụ đây. Về mặt lý thuyết, Schumpeter (1911) thể là, số lượng công ty niêm yết trên Sở cho rằng PTTC sẽ cung cấp nguồn vốn cho Giao dịch chứng khoán thành phố Hồ Chí các doanh nghiệp mở rộng quy mô hoạt Minh (HOSE) đã tăng từ 5 công ty với tổng động, khuyến khích đổi mới công nghệ, vốn hóa là 1.049 tỷ đồng vào thời điểm đặc biệt cung cấp cho các doanh nghiệp cuối năm 2000 lên 380 công ty với tổng dịch vụ tài chính như đầu tư, bảo hiểm, vốn hóa 2.874.204 tỷ đồng vào cuối năm quản lý rủi ro để tối đa hóa lợi nhuận. Vì 2020 (Truong và cộng sự, 2010; Truong và vậy, PTTC có có vai trò thúc đẩy TTKT. Ở cộng sự 2022). Cùng với sự phát triển của một khía cạnh khác, Patrick (1966) lại cho hệ thống tài chính, kinh tế Việt Nam đã có rằng trong giai đoạn đầu của quá trình phát tốc độ tăng trưởng tương đối ổn định và triển kinh tế, PTTC là chất xúc tác thúc đẩy duy trì ở mức khá cao trong nhiều năm qua. TTKT. Sau đó, khi kinh tế phát triển, nhu Cụ thể là, tốc độ TTKT bình quân của Việt cầu về vốn và các sản phẩm tài chính tăng Nam trong giai đoạn 1992-2020 là 6,83% lên. Những nhu cầu này sẽ thúc đẩy sự phát (WB, 2022). Trong bối cảnh như vậy, câu triển của hệ thống tài chính. Nói một cách hỏi được đặt ra là PTTC có đóng góp gì khác, mối quan hệ giữa PTTC và TTKT là cho TTKT và ở chiều ngược lại TTKT có mối quan hệ nhân quả hai chiều. Về mặt là động lực cho PTTC ở Việt Nam hay thực nghiệm, một số nghiên cứu đã xác không? Mặc dù mối quan hệ giữa PTTC nhận rằng PTTC có tác động tích cực đến và TTKT đã được nghiên cứu ở nhiều quốc TTKT (Khan và cộng sự, 2005; Bojanic, gia, có rất ít nghiên cứu về mối quan hệ này 2012; Zhang và cộng sự, 2012; Adu và ở Việt Nam. Vì vậy, cho đến nay câu hỏi cộng sự, 2013; Uddin và cộng sự, 2013; trên vẫn chưa có câu trả lời thỏa đáng. Samargandi và cộng sự, 2015; Asteriou và Nghiên cứu này cố gắng tìm kiếm các bằng Spanos, 2019; Dương Thị Bình Minh và Lê chứng thực nghiệm về mối quan hệ nhân Thị Mai, 2019). Ở chiều ngược lại, một số quả giữa PTTC và TTKT ở Việt Nam để lắp nghiên cứu đã tìm thấy mối quan hệ một đầy khoảng trống trên. Để đo lường PTTC, chiều từ TTKT đến PTTC (Al-Awad và phần lớn các nghiên cứu thực nghiệm sử Harb, 2005; Liang và Teng, 2006; Hassan dụng các chỉ tiêu liên quan đến mức độ và cộng sự, 2011; Shan và cộng sự, 2001). phát triển của các định chế tài chính. Việc Đặc biệt là, mối quan hệ nhân quả hai chiều sử dụng các chỉ tiêu này có hạn chế là bỏ giữa PTTC và TTKTcũng đã được ghi qua một thành phần rất quan trọng của hệ nhận bởi Shan và cộng sự (2001), Calderon thống tài chính có thể ảnh hưởng rất lớn và Liu (2003), Abu-Bader và Abu-Qarn đến TTKT đó là thị trường tài chính. Đóng (2008) và Nguyễn Huỳnh Mai Trâm và Bùi góp mới của nghiên cứu này là khắc phục Hoàng Ngọc (2022). được hạn chế trên thông qua việc đo lường Ở Việt Nam, từ sau Đổi mới (1986), hệ PTTC bằng chỉ số PTTC do Quỹ Tiền tệ thống tài chính đã được cải cách và phát Quốc tế (IMF) xây dựng và tính toán. Ưu triển khá mạnh mẽ. Theo Ngân hàng Thế điểm của chỉ số này là tích hợp các yếu tố 24 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 257- Tháng 10. 2023
  3. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC - LÝ THOẠI ANH phản ánh mức độ phát triển của các định cứu có sự khác biệt đáng kể trong việc lựa chế tài chính và thị trường tài chính trên chọn chỉ tiêu đo lường PTTC. Cụ thể là, cả phương diện độ sâu, khả năng tiếp cận và tỷ lệ tín dụng cho khu vực tư nhân/GDP và tính hiệu quả. Ngoài ra, trong khi phần lớn tỷ lệ tín dụng cho khu vực tư nhân/tổng tín các nghiên cứu sử dụng kiểm định Dickey- dụng trong nước đều có tác động cùng chiều Fuller bổ sung (Augmented Dickey-Fuller- đến TTKT, trong khi tỷ lệ tiền rộng (broad ADF) và kiểm định Perron-Phillips (PP) money)/GDP lại không có ảnh hưởng đến để kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu TTKT. Tương tự, Uddin và cộng sự (2013) PTTC và TTKT, nghiên cứu này sử dụng xác định lại mối quan hệ giữa PTTC và kiểm định Zivot và Andrews (2002). Ưu TTKT ở Kenya trong giai đoạn 1971-2011. điểm của kiểm định Zivot và Andrews so Nghiên cứu này cũng tìm thấy các bằng với kiểm định ADF và PP là nó kiểm soát chứng để kết luận rằng trong dài hạn, PTTC được điểm gãy cấu trúc vốn khá phổ biến có tác động tích cực đến TTKT. trong các chuỗi dữ liệu thời gian. Phần còn Sử dụng phương pháp ước lượng GMM lại của bài viết được cấu trúc như sau: Mục với bộ dữ liệu của 61 tỉnh/thành phố trong 2 tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm có giai đoạn 1997-2006, Anwar và Nguyen liên quan; Số liệu và phương pháp nghiên (2011) đo lường ảnh hưởng của PTTC đến cứu được trình bày ở Mục 3; Các kết quả TTKT ở Việt Nam. Trong nghiên cứu này, nghiên cứu được thảo luận ở Mục 4; cuối TTKT được đo lường bằng tỷ lệ tăng thu cùng, kết luận và các hàm ý chính sách nhập/đầu người bình quân hàng năm, trong được tổng hợp ở Mục 5. khi đó PTTC được đo lường bằng tỷ lệ tiết kiệm trên giá trị tổng sản phẩm của tỉnh, tỷ 2. Lược khảo tài liệu lệ tín dụng trên giá trị tổng sản phẩm của tỉnh và tỷ lệ cung tiền M2 trên GDP. Các Trong những năm gần đây, mối quan hệ tác giả đã chỉ ra rằng PTTC có mối tương giữa PTTC và TTKT đã được nghiên cứu quan thuận với TTKT. Tương tự, Zhang ở nhiều quốc gia. Tuy nhiên, kết luận từ và cộng sự (2012) nghiên cứu tác động các nghiên cứu này vẫn chưa thật sự thống của PTTC đến TTKT của 286 thành phố nhất với nhau. Một số nghiên cứu đã tìm ở Trung Quốc trong giai đoạn nghiên cứu thấy các bằng chứng để kết luận rằng PTTC 2001-2006. Dựa trên các bằng chứng thực có ảnh hưởng đến TTKT. Khan và cộng nghiệm, các tác giả đã kết luận rằng PTTC sự (2005) nghiên cứu mối quan hệ giữa có mối tương quan thuận với TTKT. PTTC và TTKT ở Pakistan trong giai đoạn Cũng với phương pháp ước lượng GMM, 1971-2004. Dựa trên kết quả ước lượng từ Chu Khánh Lân và Nguyễn Trần Mạnh mô hình phân phối trễ tự hồi quy (ARDL- Trung (2019) đo lường ảnh hưởng của PTTC Autoregressive Distributed Lag), các tác đến TTKT của 144 quốc gia trong giai đoạn giả đã kết luận rằng trong dài hạn độ sâu 1961-2015. Trong nghiên cứu này, PTTC tài chính và lãi suất thực có mối tương quan và TTKT được đo lường tương ứng bằng tỷ thuận với TTKT. Trong ngắn hạn, thay đổi lệ tín dụng trên GDP và tốc độ tăng trưởng trong tỷ trọng đầu tư có mối tương quan GDP đầu người. Các tác giả đã tìm thấy mối thuận với TTKT. Tương tự, Adu và cộng quan hệ dạng chữ U giữa PTTC và TTKT. sự (2013) sử dụng phương pháp ARDL Tương tự, Samargandi và cộng sự (2015) để xác định ảnh hưởng trong dài hạn của cũng tìm thấy mối quan hệ dạng chữ U giữa PTTC đến TTKT ở Ghana. Kết quả nghiên PTTC và TTKT với bộ dữ liệu của 52 quốc Số 257- Tháng 10. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 25
  4. Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam gia có thu nhập trung bình trong giai đoạn quan trọng nhất của nghiên cứu này là 1980-2008. Ở khu vực châu Âu, Asteriou trong ngắn hạn, TTKT là động lực thúc đẩy và Spanos (2019) sử dụng bộ dữ liệu của những thay đổi trong PTTC. Liang và Teng 26 quốc gia thuộc Liên minh Châu Âu trong (2006) đã sử dụng mô hình VAR để kiểm giai đoạn 1990-2016 để đo lường ảnh hưởng định mối quan hệ nhân quả giữa PTTC và của PTTC đến TTKT. Nghiên cứu này sử TTKT của Trung Quốc trong giai đoạn dụng tỷ lệ thanh khoản trên GDP, tỷ lệ tài 1952-2001. Tương tự với kết quả nghiên sản của ngân hàng thương mại, vốn hóa thị cứu trước đó của Al-Awad và Harb (2005), trường chứng khoán trên GDP, tỷ lệ doanh nghiên cứu này cũng tìm thấy mối quan hệ thu của thị trường chứng khoán làm thước nhân quả một chiều từ TTKT đến PTTC. đo cho PTTC. Kết quả nghiên cứu cho thấy Tương tự, Hassan và cộng sự (2011) cũng trước khủng hoảng, PTTC thúc đẩy TTKT. đã tìm thấy mối quan hệ nhân quả một Tuy nhiên, sau khủng hoảng PTTC lại cản chiều từ TTKT đến PTTC ở các quốc gia trở TTKT.  Nam Á và Tiểu vùng Saharan Châu Phi Tương tự, Dương Thị Bình Minh và Lê (Sub-Saharan Africa). Thị Mai (2019) nghiên cứu tác động của Ngoài ra, mối quan hệ nhân quả hai chiều PTTC đến TTKT của 25 quốc gia thuộc giữa PTTC và TTKT còn được tìm thấy Liên minh châu Âu trong giai đoạn 2004- trong một vài nghiên cứu thực nghiệm. Cụ 2016. Sử dụng các mô hình hồi quy cho thể là, Shan và cộng sự (2001) đã sử dụng dữ liệu bảng, nghiên cứu này đã xác nhận mô hình VAR và kiểm định Granger để kiểm rằng PTTC được đo lường bằng tỷ lệ định mối quan hệ giữa PTTC và TTKT cho cung tiền M2 trên GDP và tỷ lệ tổng tiết 9 quốc gia OECD và Trung Quốc trong giai kiệm trong nước so với GDP có tác động đoạn 1976-1998. Nghiên cứu này đo lường cùng chiều đến TTKT. Ngoài ra, Chang PTTC bằng chỉ tiêu tỷ lệ tín dụng cho khu và Caudill (2005) kiểm định mối quan hệ vực tư nhân và tiền huy động của các ngân giữa PTTC và TTKT ở Đài Loan trong hàng thương mại trên GDP. Kết quả nghiên giai đoạn từ năm 1962 đến năm 1998. Kết cứu cho thấy tồn tại mối quan hệ nhân quả quả kiểm định Granger xác nhận rằng chỉ hai chiều giữa PTTC và TTKT ở Australia, tồn tại mối quan hệ nhân quả một chiều từ Đan Mạch, Nhật Bản, Mỹ và Anh cho giai PTTC (được đo bằng tỷ lệ M2 trên GDP) đoạn nghiên cứu từ 1986 đến 1998. Tương đến TTKT. Tương tự, Bojanic (2012) cũng tự, sử dụng kiểm định Granger, Calderon và tìm thấy mối quan hệ nhân quả một chiều Liu (2003) đã tìm thấy mối quan hệ nhân từ PTTC đến TTKT ở Bolivia trong giai quả hai chiều giữa PTTC và TTKT ở 109 đoạn 1940-2010. quốc gia công nghiệp và đang phát triển Ở chiều ngược lại, một vài nghiên cứu thực trong giai đoạn 1960-1994. Bên cạnh đó, nghiệm đã tìm thấy ảnh hưởng của TTKT nghiên cứu này còn kết luận rằng PTTC ở đến PTTC. Al-Awad và Harb (2005) kiểm các nước đang phát triển đóng góp nhiều định mối quan hệ giữa PTTC và TTKT cho hơn vào mối quan hệ nhân quả so với các các quốc gia ở khu vực Trung Đông trong nước công nghiệp. Abu-Bader và Abu- giai đoạn 1969-2000. Trong nghiên cứu Qarn (2008) sử dụng cùng phương pháp này, PTTC được đo lường bằng tín dụng với Calderon và Liu (2003) để kiểm định cho khu vực tư nhân trên tổng lượng tiền mối quan hệ nhân quả giữa giữa PTTC và đang lưu thông, trong khi đó TTKT được TTKT ở Ai Cập trong giai đoạn 1960-2001. đo lường bằng tăng trưởng GDP. Phát hiện Dựa trên các bằng chứng thực nghiệm, các 26 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 257- Tháng 10. 2023
  5. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC - LÝ THOẠI ANH tác giả đã kết luận rằng tồn tại mối quan hệ thành phần rất quan trọng của hệ thống tài nhân quả Granger hai chiều giữa PTTC và chính có thể ảnh hưởng rất lớn đến TTKT TTKT. Bên cạnh đó, nghiên cứu này còn đó là thị trường tài chính. Đây chính là kết luận rằng PTTC tạo ra TTKT thông qua khoảng trống trong nghiên cứu liên quan cả việc tăng nguồn lực cho đầu tư và nâng đến mối quan hệ giữa PTTC và TTKT. cao hiệu quả đầu tư. Trong một nghiên cứu gần đây, Nguyễn Huỳnh Mai Trâm và Bùi 3. Số liệu sử dụng và phương pháp Hoàng Ngọc (2022) phân tích mối quan hệ nghiên cứu giữa TTKT, PTTC, chất lượng thể chế và quản trị của 10 nước Đông Nam Á trong giai 3.1. Số liệu sử dụng đoạn 2000- 2017. Điểm nổi bật của nghiên cứu này là đã xây dựng được chỉ số PTTC Nghiên cứu này sử dụng chuỗi số liệu thời dựa trên 3 yếu tố thành phần, đó là tỷ lệ tài gian theo tần suất năm của chỉ số PTTC sản tiền gửi ngân hàng/tổng số tài sản ngân và tăng trưởng GDP. Các chuỗi dữ liệu hàng, tỷ lệ nợ phải trả/GDP và tín dụng tư này được thu thập cho giai đoạn từ năm nhân từ tiền gửi ngân hàng và các tổ chức 1992 đến năm 2020. Chỉ số PTTC được tài chính khác/GDP. Nghiên cứu này cũng thu thập từ cơ sở dữ liệu của IMF (https:// tìm thấy mối quan hệ hai chiều giữa PTTC data.imf.org) trong khi số liệu về tăng và TTKT. trưởng GDP được thu thập từ WB (https:// Tóm lại, mối quan hệ giữa PTTC và TTKT data.worldbank.org).Chỉ số PTTC là chỉ đã được nghiên cứu rộng rãi ở nhiều quốc số tổng hợp được xây dựng và tính toán gia trên thế giới. Tuy nhiên, các kết quả dựa trên 6 yếu tố thành phần, đó là độ sâu, nghiên cứu liên quan đến mối quan hệ này khả năng tiếp cận và tính hiệu quả của các vẫn chưa thật sự thống nhất với nhau. Một định chế tài chính và thị trường tài chính số nghiên cứu chỉ tìm thấy mối quan hệ một (Svirydzenka, 2016). chiều từ PTTC đến TTKT hoặc từ TTKT đến PTTC, trong khi đó một số nghiên cứu 3.2. Phương pháp nghiên cứu lại tìm thấy mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa PTTC và TTKT. Mặc dù mối quan Nghiên cứu này sử dụng mô hình tự hồi hệ giữa PTTC và TTKT đã được nghiên quy vectơ (VAR- vector autoregressive) cứu ở nhiều quốc gia trên thế giới, có rất ít và kiểm định nhân quả Granger (Granger nghiên cứu về mối quan hệ này được thực causality test) để xác định mối quan hệ hiện ở Việt Nam. Hơn thế nữa, để đo lường giữa PTTC và TTKT ở Việt Nam. Các mô PTTC, phần lớn các nghiên cứu sử dụng hình nghiên cứu này đòi hỏi các chuỗi dữ các chỉ tiêu liên quan đến mức độ phát triển liệu phải có tính dừng (stationary). Vì vậy, của các định chế tài chính và lượng tiền lưu kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) thông (tỷ lệ tín dụng cho khu vực tư nhân được thực hiện để kiểm tra tính dừng của trên GDP, tỷ lệ tín dụng trên GDP, tỷ lệ tín các chuỗi số liệu. dụng tư nhân từ tiền gửi ngân hàng và các tổ chức tài chính khác trên GDP, tín dụng 3.2.1. Kiểm định tính dừng của các chuỗi cho khu vực tư nhân trên tổng lượng tiền dữ liệu nghiên cứu đang lưu thông, tỷ lệ tiền rộng trên GDP, tỷ Để kiểm định tính dừng của chuỗi chỉ số lệ cung tiền M2 trên GDP). Việc sử dụng PTTC và TTKT trong giai đoạn 1992- các chỉ tiêu này có hạn chế là bỏ qua một 2020, nhóm nghiên cứu sử dụng kiểm định Số 257- Tháng 10. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 27
  6. Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam Zivot và Andrews (2002).Ưu điểm của 3.2.3. Kiểm định quan hệ nhân quả kiểm định Zivot và Andrews so với kiểm Granger định ADF và PP là nó kiểm soát được điểm Bên cạnh mô hình VAR, nghiên cứu này gãy cấu trúc trong các chuỗi dữ liệu thời còn sử dụng kiểm định Granger (1969) gian. Phương trình của kiểm định Zivot và để xác định mối quan hệ nhân quả (causal Andrews có dạng như sau: k relationship) giữa PTTC và TTKT ở Việt Δyt yt = ω + αt-1t −++ β++ φD t t++DTtt + ∑ δii ∆yt −Nam. Mối quan hệ nhân quả Granger giữa ∆ = ω + αyy 1 βt t φDU U D + δ T i + εt Δyt-i + εt (1) i =1 PTTC và TTKT được kiểm định bằng hệ Trong đó: phương trình sau: k k Δ = yt - yt-1; ∆yt = ω + αyt −1 +GROWTHt + Dy0tt−+ + β t + φDi + ε t Dt-it + ∑ δ i ∆yt − i + ε t βt + ytD ω + α 1 ∑ δ ii∆yU t + T + ∆φU t =T + φ GROWTH = φ t− i =1 yt: chuỗi số liệu theo thời gian đang xem ϕiFDt-i + εi k i =1 k (4) xét; ∆yt = ω + αyt y1t + β t + αD−1 t++ = +0φ+ ∑t δ iiFDtt-ii + ∑ δ iiGROWTHt-i + εi ∆− = ω + φyt FDtβDαt D α ∆y −t + ε t β ∆yt − i + ε t U T U +D t T DUt: Biến giả cho hằng số (intercept) tại (5) i =1 i =1 điểm gãy của dữ liệu; Nếu βi khác 0 và có ý nghĩa thống kê, nhưng DTt: Biến giả cho xu hướng thời gian; ϕi không có ý nghĩa thống kê thì TTKT ảnh k: Độ trễ thời gian (lag time). hưởng đến PTTC, nhưng PTTC không ảnh Độ trễ thời gian được xác định dựa vào tiêu hưởng đến TTKT. Nói một cách khác, mối chuẩn thông tin Akaike (Akaike Information quan hệ giữa PTTC và TTKT chỉ xảy ra Criterion- AIC). Giả thuyết H0 trong kiểm một chiều. định Zivot và Andrews là tồn tại một nghiệm Nếu βi không có ý nghĩa thống kê, nhưng ϕi đơn vị (α = 0), khi đó chuỗi dữ liệu nghiên khác 0 và có ý nghĩa thống kê thì PTTC ảnh cứu không có tính dừng. hưởng đến TTKT, nhưng TTKT không ảnh hưởng đến PTTC. Trong trường hợp này, 3.2.2. Mô hình VAR và kiểm định Granger mối quan hệ giữa PTTC và TTKTcũng chỉ Để xác định mối quan hệ giữa PTTC và xảy ra một chiều. TTKT ở Việt Nam, mô hình VAR do Sims Nếu βi và ϕi đều khác 0 và có ý nghĩa thống (1980) đề xuất được sử dụng trong nghiên kê thì PTTC và TTKT tác động qua lại lẫn cứu này. Một cách tổng quát, VAR là mô nhau. Mối quan hệ giữa 2 biến số này xảy hình tự hồi quy gồm n phương trình tương ra cả 2 chiều. ứng với n biến và các phương trình được Nếu βi và ϕi đều không có ý nghĩa thống ước lượng riêng với cùng một độ trễ thời kê thì PTTC và TTKT là độc lập với nhau. gian (Brooks, 2019). Trong nghiên cứu này, mô hình VAR 2 chiều được sử dụng 4. Kết quả nghiên cứu với các phương trìnhk như sau: k ∆yt = ω + αyt −1 +GROWTHt + Dy0tt−+ + β t + φDi + ε t Dt-it + ∑ δ i ∆y4.1. Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu βt + ytD ω + α 1 ∑ δ ii∆yU t + T + ∆φU t =T + φ GROWTH = φ t− t −i + ε t i =1 ϕiFDt-i + εi k i =1 k (2) t −1 = ω αyt −1t t+βtα0t +U αiiFD − + ∑ β ∆yt − i + ε t U T + ∑ ∆T + αy∆yt + β t + φDFD+ =D + φD tδ+ Dtt-iit + ε t δ iiGROWTHt-i + y Các giá trị thống kê liên quan đến chỉ số εi i =1 i =1 (3) PTTC và TTKT ở Việt Nam trong giai Trong đó: đoạn 1992-2020 được trình bày ở Bảng 1. FDt: Chỉ số PTTC của Việt Nam ở năm t; Kết quả phân tích thống kê cho thấy chỉ GROWTHt: TTKT của Việt Nam ở năm t; số PTTC của Việt Nam là tương đối thấp. k: Độ trễ thời gian, được xác định dựa vào Cụ thể là, chỉ số PTTC trung bình của Việt AIC. Nam trong giai đoạn 1992-2020 chỉ là 0,34 (giá trị tối đa của chỉ số này là 1). Ngoài ra, 28 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 257- Tháng 10. 2023
  7. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC - LÝ THOẠI ANH Bảng 1. Thống kê mô tả chỉ số PTTC và TTKT ở Việt Nam Biến số Số quan sát Trung bình Nhỏ nhất Lớn nhất Độ lệch chuẩn FD 29 0,34 0,21 0,45 0,06 GROWTH (%) 29 6,83 2,87 9,54 1,40 Nguồn: Kết quả phân tích số liệu từ phần mềm Eviews 10 FD .44 .40 .36 .32 .28 .24 .20 96 98 00 02 04 06 08 10 12 14 16 Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ phần mềm Eviews 10 Hình 1. Chỉ số PTTC của Việt Nam giai đoạn 1992-2020 GROWTH 10 9 8 7 6 5 4 3 2 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 14 16 18 20 Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ phần mềm Eviews 10 Hình 2. TTKT ở Việt Nam giai đoạn 1992-2020 Hình 1 còn cho thấy chỉ số PTTC của Việt số đã bị đứt gãy ở năm 2011 và duy trì ở Nam liên tục được cải thiện trong giai đoạn mức tương đối thấp ở các năm sau đó. Bên 1992-2010. Tuy nhiên, đà cải thiện của chỉ cạnh đó, kết quả thống kê được trình bày ở Số 257- Tháng 10. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 29
  8. Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam Bảng 1 còn cho thấy tốc độ TTKT ở Việt dừng của chuỗi chỉ số PTTC và TTKT lần Nam trong giai đoạn 1992-2020 là khá cao. lượt bị bác bỏ ở mức ý nghĩa thống kê 10% Tốc độ TTKT trung bình hàng năm trong và 1%. Kết quả nghiên cứu này hàm ý rằng giai đoạn nghiên cứu được ghi nhận ở mức hai chuỗi dữ liệu được sử dụng cho nghiên 6,83%. Một cách chi tiết, số liệu thống kê cứu đáp ứng yêu cầu của mô hình VAR và được trình bày ở Hình 2 chỉ ra rằng tốc độ kiểm định Granger. TTKT ở Việt Nam duy trì ở mức trên 8,0% trong giai đoạn 1992-1997, sau đó duy trì 4.3. Kết quả mô hình VAR ổn định ở mức từ 4,77% (năm 1999) đến 7,55% (năm 2005) trước khi giảm mạnh Bên cạnh việc kiểm định tính dừng của vào năm 2020 do dịch COVID-19. các chuỗi dữ liệu nghiên cứu, việc lựa chọn độ trễ tối ưu là vấn đề rất quan trọng 4.2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị trước khi sử dụng mô hình VAR và kiểm định Granger. Chiều dài độ trễ (k) thích Để đảm bảo điều kiện bắt buộc của mô hình hợp nhất cho mô hình VAR và kiểm định VAR và kiểm định Granger, kiểm định Zivot Granger được xác định dựa vào tiêu chuẩn và Andrews được thực hiện để xác nhận tính AIC. Kết quả ước lượng từ tiêu chuẩn AIC dừng của chuỗi chỉ số PTTC và TTKT. Kết được trình bày ở Bảng 3 cho thấy chiều dài quả kiểm định Zivot và Andrews rất nhạy độ trễ thích hợp nhất của mô hình VAR và cảm với độ trễ thời gian được sử dụng (k). kiểm định Granger trong nghiên cứu này là Vì vậy, để đảm bảo độ tin cậy của các kết 2 (giá trị AIC nhỏ nhất). quả kiểm định, độ trễ thời gian trong kiểm Dựa trên kết quả của kiểm định tính dừng định Zivot và Andrews được xác định dựa và chiều dài độ trễ được xác định định ở trên tiêu chuẩn thông tin Akaike (AIC ước trên, mô hình VAR được ước lượng với các lượng chất lượng của các mô hình với dữ kết quả được trình bày ở Bảng 4. liệu thời gian dựa vào dự đoán các sai lệch Kết quả ước lượng từ mô hình VAR được và mô hình chất lượng nhất là mô hình có trình bày ở Bảng 4 cho thấy trong mô hình giá trị AIC nhỏ nhất). Độ dài độ trễ tối ưu với biến phụ thuộc là PTTC (FD), TTKT cho chuỗi chỉ số PTTC và TTKT lần lượt là không có ảnh hưởng đến PTTC bởi vì các 1 và 0. Kết quả kiểm định Zivot và Andrews hệ số hồi quy đều không có ý nghĩa thống xác nhận rằng giả thuyết H0 về tính không kê. Ngược lại, trong mô hình với biến phụ Bảng 2. Kết quả kiểm định Zivot và Andrews Chuỗi số liệu Độ dài độ trễ thời gian (k) Giá trị thống kê t FD 1 -4,26* GROWTH 0 -5,40*** ***, *: Có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1% và 10%. Nguồn: Kết quả phân tích số liệu từ phần mềm Eviews 10 Bảng 3. Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu theo tiêu chuẩn AIC Độ trễ (k) 0 1 2 3 4 Tiêu chuẩn thông tin AIC -0,07 -0,54 -0,58* -0,34 -0,08 * : Độ trễ tối ưu được chọn theo tiêu chuẩn AIC. Nguồn: Kết quả phân tích số liệu từ phần mềm Eviews 10 30 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 257- Tháng 10. 2023
  9. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC - LÝ THOẠI ANH Bảng 4. Kết quả ước lượng bằng mô hình VAR Mô hình với biến phụ thuộc Mô hình với biến phụ thuộc Biến số FD GROWTH Hệ số hồi quy Giá trị t Hệ số hồi quy Giá trị t Hằng số 0,0898 1,00 7,9099 2,89*** FD(-1) 0,5635 2,73** 4,7363 0,75 FD(-2)  0,1899 1,02 -12,2788 -2,52** GROWTH(-1) -0,0088 -1,05  0,8040 3,14*** GROWTH(-2)  0,0089 1,07 -0,5039 -1,98* Số quan sát 27 27 R (%) 2 58,68 45,36 Giá trị thống kê F 7,81*** 4,57*** ***, **,*: Có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1%, 5% và10%. Nguồn: Kết quả phân tích số liệu từ phần mềm Eviews 10 thuộc là TTKT (GROWTH), tồn tại mối Guidotti (1995) cho rằng kênh truyền dẫn tương quan nghịch giữa PTTC và TTKT ở chính từ PTTC đến TTKT là hiệu quả đầu độ trễ bằng 2. Điều này có nghĩa là khi chỉ tư hơn là quy mô vốn. Điều này phù hợp số PTTC tăng ở năm t thì tốc độ TTKT sẽ với thực tế ở Việt Nam trong thời gian qua. giảm ở năm thứ hai sau đó. Kết quả nghiên Bên cạnh đó, sự phát triển quá mức của cứu này hoàn toàn trái ngược với lý thuyết hệ thống tài chính, đặc biệt là thị trường phát triển kinh tế của Schumpeter (1911) tài chính có thể thu hút nguồn vốn lớn từ và các nghiên cứu thực nghiệm trước đây cách lĩnh vực khác sang, vì vậy làm giảm của Khan và cộng sự (2005), Anwar và đi hiệu quả phân bổ nguồn lực của nền kinh Nguyen (2011), Zhang và cộng sự (2012), tế (Chu Khánh Lân và Nguyễn Trần Mạnh Adu và cộng sự (2013), Uddin và cộng sự Trung, 2019). Đây có thể là lý do thứ hai (2013), và Dương Thị Bình Minh và Lê giải thích cho mối tương quan nghịch giữa Thị Mai (2019). Sự trái ngược về kết quả PTTC đến TTKT ở Việt Nam. Ngoài ra, của nghiên cứu này với Anwar và Nguyen tốc độ PTTC nhanh hơn tốc độ phát triển (2011) có thể là do sự khác biệt về phương kinh tế có thể dẫn đến sự mất cân đối trong pháp đo lường chỉ tiêu phát triển tài chính. hệ thống tài chính và gây ra sự bất ổn cho Cụ thể là, Anwar và Nguyen (2011) đo hệ thống tài chính, đặc biệt là khi có các cú lường PTTC bằng các chỉ tiêu liên quan sốc kinh tế vĩ mô và thế giới. Điều này có đến mức độ phát triển của các định chế tài thể dẫn đến PTTC có tác động tiêu cực đến chính trong khi nghiên cứu này đo lường TTKT, bởi vì những lợi ích mà nó mang PTTC bằng chỉ số, bao gồm các yếu tố lại có thể thấp hơn chi phí mà nó gây ra phản ánh mức độ phát triển của các định cho nền kinh tế. Cuối cùng, nguồn vốn huy chế tài chính và thị trường tài chính. Mối động thông qua hệ thống tài chính có thể tương nghịch giữa PTTC và TTKT ở Việt phần lớn được ưu tiên cho đầu tư ngắn hạn Nam có thể được giải thích là do độ sâu và đầu cơ quá nhiều vào bất động sản và tài chính lớn nhưng nguồn vốn chưa được các tài sản tài chính đã làm tăng sự không sử dụng hiệu quả để có thể mang lại giá trị chắc chắn trong nền kinh tế. Điều này cũng gia tăng cho nền kinh tế. De Gregorio và có ảnh hưởng tiêu cực đến TTKT. Số 257- Tháng 10. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 31
  10. Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam Bảng 5. Kết quả kiểm định Granger Giả thuyết (H0) Giá trị thống kê F Độ trễ (k) Kết luận TTKT (GROWTH) không ảnh hưởng đến PTTC (FD). 0,69 2 Chấp nhận giả thuyết H0. PTTC(FD) không ảnh hưởng đến TTKT (GROWTH). 4,07** 2 Bác bỏ giả thuyết H0. : Có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. ** Nguồn: Kết quả phân tích số liệu từ phần mềm Eviews 10 4.4. Kết quả kiểm định Granger và TTKT ở Việt Nam. Kết quả kiểm định Granger được tóm tắt ở Bảng 5. Trên cơ sở kết quả kiểm định tính dừng của Kết quả nghiên cứu được trình bày ở Bảng 5 các chuỗi dữ liệu nghiên cứu và chiều dài cho thấy giả thuyết H0 cho rằng PTTC (FD) độ trễ thích hợp nhất đã được xác định, không ảnh hưởng đến TTKT (GROWTH) kiểm định Granger được thực hiện để xác bị bác bỏ ở mức ý nghĩa thống kê 5%. định mối quan hệ nhân quả giữa PTTC Ngược lại, giả thuyết H0 cho rằng TTKT 0.8 0.4 0.0 -0.4 -0.8 -1.2 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ phần mềm Eviews 10 Hình 3. Phản ứng xung của biến TTKT (GROWTH) đối với cú sốc PTTC (FD) .03 .02 .01 .00 -.01 -.02 -.03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ phần mềm Eviews 10 Hình 4. Phản ứng xung của biến PTTC (FD) đối với cú sốc TTKT (GROWTH) 32 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 257- Tháng 10. 2023
  11. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC - LÝ THOẠI ANH Bảng 6. Kết quả phân rã phương sai của biến TTKT (GROWTH) Giai đoạn Sai số chuẩn GROWTH FD  1  0,0343  100,0000  0,0000  2  0,0405  98,5561  1,4439  3  0,0437  94,8735  5,1265  4  0,0468  84,3349  15,665  5  0,0490  78,4672  21,5328  6  0,0502  76,4884  23,5116  7  0,0507  75,8203  24,1797  8  0,0509  75,4705  24,5295  9  0,0511  75,2315  24,7685  10  0,0512  75,0802  24,9198 Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ phần mềm Eviews 10 (GROWTH) không ảnh hưởng đến PTTC trước những cú sốc TTKT, kết quả nghiên (FD) lại không thể bị bác bỏ. Dựa trên cứu được trình bày ở Hình 4 chỉ ra rằng các bằng chứng thực nghiệm này, nhóm PTTC liên tục giảm trong 3 năm đầu, đặc nghiên cứu có thể kết luận rằng mối quan biệt giảm mạnh ở năm thứ hai. Tuy nhiên, hệ giữa PTTC và TTKT chỉ xảy ra một PTTC có xu hướng tăng dần từ năm thứ tư chiều từ PTTC đến TTKT. Kết quả nghiên và trở nên ổn định cho các năm sau đó. cứu này thống nhất với các kết quả nghiên cứu trước đó của Ghali (1999), Chang và 4.6. Kết quả phân rã phương sai (variance Caudill (2005) và Bojanic (2012). decomposition) 4.5. Kết quả hàm phản ứng xung Kết quả phân rã phương sai của biến TTKT (GROWTH) được trình bày ở Bảng 6 cho Hàm phản ứng xung là một công cụ được thấy trong 3 năm đầu, tốc độ TTKT chủ sử dụng để đo lường ảnh hưởng của một yếu được giải thích bởi chính nó, PTTC cú sốc ở một biến số đến một biến số khác chỉ đóng góp một phần rất nhỏ. Cụ thể là, trong mô hình VAR. Điều này có nghĩa là, trong năm đầu tiên, tốc độ TTKT phụ thuộc khi một cú sốc đối với một biến trong mô 100% vào chính nó. Tỷ lệ giải thích này ở hình VAR, nó không chỉ ảnh hưởng đến năm thứ hai và thứ ba lần lượt là 98,6% và biến đó mà còn mang tính dẫn truyền tác 94,9% (tương ứng với phần đóng góp của động đến các biến nội sinh còn lại ở thời PTTC là 1,4% và 5,1%). Tuy nhiên, kể từ điểm hiện tại và tương lai. Đối với phản ứng năm thứ tư, mức độ ảnh hưởng của PTTC của TTKT trước những thay đổi của PTTC, đến TTKT có sự gia tăng đáng kể và tương kết quả phân tích hàm phản ứng xung được đối ổn định. trình bày ở Hình 3 cho thấy TTKT tăng ở Bên cạnh đó, kết quả phân rã phương sai của năm thứ nhất và thứ hai, nhưng liên tục biến PTTC cho thấy sự thay đổi của PTTC giảm cho các năm còn lại. Nhìn chung, cú phụ thuộc phần lớn vào chính nó. Mức độ sốc đối với PTTC có tác động ngược chiều giải thích của PTTC cho sự thay đổi của đối với TTKT. Đối với phản ứng của PTTC chính nó ở năm thứ nhất là 99,97% và duy Số 257- Tháng 10. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 33
  12. Mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam Bảng 7. Kết quả phân rã phương sai của biến PTTC (FD) Giai đoạn Sai số chuẩn FD GROWTH  1  0,0343  99,9648  0,0352  2  0,0405  94,3532  5,6468  3  0,0437  94,4760  5,5240  4  0,0468  94,8491  5,1509  5  0,0490  94,7446  5,2554  6  0,0502  94,7991  5,2009  7  0,0507  94,8747  5,1253  8  0,0509  94,9174  5,0826  9  0,0511  94,9382  5,0618  10  0,0512  94,9478  5,0522 Nguồn: Kết quả xử lý số liệu từ phần mềm Eviews 10 trì ổn định ở mức cao (khoảng 95,0%) cho cần có những chính sách kiểm soát tốt hơn các năm còn lại. Điều này cũng có nghĩa là đầu tư công để nâng cao hiệu quả sử dụng tỷ lệ đóng góp của TTKT vào sự thay đổi các nguồn lực tài chính của quốc gia và tạo của PTTC là tương đối nhỏ (khoảng 5,0%, động lực cho kinh tế tư nhân phát triển. trừ năm đầu tiên). Bên cạnh đó, sự phát triển quá mức của hệ thống tài chính, đặc biệt là thị trường tài 5. Kết luận chính có thể thu hút nguồn vốn lớn từ các lĩnh vực khác sang, làm giảm đi hiệu quả Sử dụng mô hình VAR và kiểm định phân bổ nguồn lực tài chính của nền kinh Granger với dữ liệu nghiên cứu bao gồm tế. Ngoài ra, tốc độ PTTC nhanh hơn tốc chuỗi chỉ số PTTC và TTKT trong giai độ phát triển kinh tế có thể dẫn đến sự mất đoạn 1992-2020, nghiên cứu này đã bổ cân đối trong hệ thống tài chính và gây ra sung các bằng chứng thực nghiệm về mối sự bất ổn cho hệ thống tài chính, đặc biệt là quan hệ giữa PTTC và TTKT ở Việt Nam. khi có các cú sốc kinh tế vĩ mô và thế giới. Phát hiện quan trọng của nghiên cứu này Khi đó, lợi ích mà PTTC mang lại có thể là PTTC có mối tương quan nghịch với thấp hơn chi phí mà nó gây ra cho nền kinh TTKT với độ trễ là 2 năm. Tuy nhiên, ở tế. Vì vậy, Chính phủ nên có những chính chiều ngược lại, nhóm nghiên cứu không sách để phát triển bền vững thị trường tìm thấy bằng chứng về ảnh hưởng của chứng khoán, tránh để xảy ra tình trạng TTKT đến PTTC. Bên cạnh đó, kết quả phát triển quá “nóng” của thị trường. Để kiểm định Granger còn xác nhận rằng mối đạt được mục tiêu trên, cơ quan quản lý thị quan hệ giữa PTTC và TTKT chỉ xảy ra trường cần tiếp tục chú trọng những quy một chiều từ PTTC đến TTKT. Các kết định nâng cao chất lượng các công ty niêm quả nghiên cứu này hàm ý rằng độ sâu tài yết và tính minh bạch trong công bố thông chính của Việt Nam trong thời gian qua là tin của các công ty niêm yết, đồng thời, các khá lớn nhưng nguồn vốn chưa được sử tổ chức tín dụng nên hạn chế cho vay lĩnh dụng hiệu quả để tạo ra tăng trưởng tương vực đầu tư chứng khoán. xứng cho nền kinh tế. Vì vậy, Chính phủ Nghiên cứu này đã có những đóng góp nhất 34 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 257- Tháng 10. 2023
  13. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC - LÝ THOẠI ANH định về mặt học thuật khi tìm thấy bằng Khánh Lân và Nguyễn Trần Mạnh Trung, chứng thực nghiệm có ý nghĩa khoa học 2019). Tuy nhiên, do sử dụng mô hình VAR về ảnh hưởng của PTTC đến TTKT ở Việt và kiểm định Granger, nên nghiên cứu này Nam. Tuy nhiên, nghiên cứu này vẫn còn chưa xác định được ngưỡng tác động của một vài hạn chế nhất định và đây có thể PTTC đến TTKT. Thứ hai, dữ liệu chỉ số là chủ đề hấp dẫn cho các nghiên cứu tiếp PTTC do IMF tính toán và công bố chỉ có theo. Thứ nhất, một số nghiên cứu thực sẵn trong giai đoạn 1992-2020 (29 quan nghiệm đã xác nhận rằng mối quan hệ giữa sát). Việc sử dụng một mẫu nghiên cứu với PTTC và TTKT là mối quan hệ phi tuyến số quan sát tương đối nhỏ có thể là một hạn tính (Samargandi và cộng sự, 2015; Chu chế của nghiên cứu này. ■ Tài liệu tham khảo Abu-Bader, S., & Abu-Qarn, A. S. (2008). Financial development and economic growth: The Egyptian experience. Journal of Policy Modeling, 30(5), 887-898.https://doi.org/10.1016/j.jpolmod.2007.02.001. Adu, G., Marbuah, G., & Mensah, J. T. (2013). Financial development and economic growth in Ghana: Does the measure of financial development matter?. Review of Development Finance, 4(3), 192-203.https://doi.org/10.1016/j. rdf.2013.11.001 Al-Awad, M., & Harb, N. (2005). Financial development and economic growth in the Middle East. Applied Financial Economics, 15(15), 1041-1051. Anwar, S., & Nguyen, L. P. (2011). Financial development and economic growth in Vietnam. Journal of Economics and Finance, 35, 348-360.https://doi:10.1007/s12197-009-9106-2. Asteriou, D., & Spanos, K. (2019). The relationship between financial development and economic growth during the recent crisis: Evidence from the EU. Finance Research Letters, 28, 238-245.https://doi.org/10.1016/j.frl.2018.05.011. Bojanic, A. N. (2012). The impact of financial development and trade on the economic growth of Bolivia. Journal of Applied Economics, 15(1), 51-70.https://doi.org/10.1016/S1514-0326(12)60003-8. Brooks, C. (2019).Introductory econometrics for finance. New York: Cambridge University Press. Calderón, C., & Liu, L. (2003). The direction of causality between financial development and economic growth. Journal of Development Economics, 72(1), 321-334.https://doi.org/10.1016/S0304-3878(03)00079-8. Chang, T., & Caudill, S. B. (2005). Financial development and economic growth: the case of Taiwan. Applied Economics, 12(37), 1329-1335.https://doi:10.1080/0003684042000338702. Chu Khánh Lân, & Nguyễn Trần Mạnh Trung. (2019). Nghiên cứu thực nghiệm về ảnh hưởng của phát triển tài chính tới tăng trưởng kinh tế. Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng, 203, 1-12. De Gregorio, J., & Guidotti, P. E. (1995). Financial development and economic growth. World Development, 23(3), 433-448. https://doi.org/10.1016/0305-750X(94)00132-I. Dương Thị Bình Minh, & Lê Thị Mai. (2019). Tác động phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế tại các quốc gia trong khối Liên minh châu Âu. Tạp chí Nghiên cứu và Kinh doanh châu Á, 30(1), 26-48. Ghali, K. H. (1999). Financial development and economic growth: The Tunisian experience. Review of Development Economics, 3(3), 310-322.https://doi:10.1111/1467-9361.00070. Granger, C. W. J. (1969). Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods. Econometrica, 37(3), 424-438. https://doi.org/10.2307/1912791. Hassan, M. K., Sanchez, B., & Yu, J. S. (2011). Financial development and economic growth: New evidence from panel data. The Quarterly Review of Economics and Finance, 51(1), 88-104.https://doi.org/10.1016/j.qref.2010.09.001. International Monetary Fund. (2002). Financial Development Index Database, IMF Data access to macroeconomic & financial data. https://data.imf.org/?sk=F8032E80-B36C-43B1-AC26-493C5B1CD33B, Accessed on 26, March, 2023. Khan, M.A., Qayyum, A., Sheikh, S.A., & Siddque, O. (2005). Financial development and economic growth: The case of Pakistan. The Pakistan Development Review, 44(4), 819-837. https://doi:10.30541/v44i4Iipp.819-837 Liang, Q., & Teng, J.-Z. (2006). Financial development and economic growth: Evidence from China. China Economic Review, 17(4), 395-411.https://doi.org/10.1016/j.chieco.2005.09.003. Nguyễn Huỳnh Mai Trâm, & Bùi Hoàng Ngọc. (2022). Phát triển tài chính, tăng trưởng kinh tế và chất lượng thể chế ở các nước khu vực Đông Nam Á. Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 17(1), 23-35. Patrick, H. T. (1966). Financial development and economic growth in underdeveloped countries. Economic development xem tiếp trang 60 Số 257- Tháng 10. 2023- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 35
  14. Những yếu tố ảnh hưởng đến ý định khởi nghiệp xanh của sinh viên Học viện Ngân hàng Liñán, F. (2004), “Intention-based models of entrepreneurship education”, Piccolla Impresa/Small Business, 3(1), 11-35. Liñán, F., Rodríguez-Cohard, J. C., & Rueda-Cantuche, J. M. (2011), “Factors affecting entrepreneurial intention levels: a role for education”, International Entrepreneurship and Management Journal, 7(2), 195–218. Perera, K. H., Jayarathna, L. C. H. & Gunarathna, R. R. P. K (2011), “The entrepreneurial intention of undergraduates in Sri Lankan universities”, Faculty of commerce and management studies, University of Kelaniya, Sri Lanka. Qazi, W., Qureshi, J. A., Raza, S. A., Khan, K. A., & Qureshi, M. A. (2021), “Impact of personality traits and university green entrepreneurial support on students’ green entrepreneurial intentions: the moderating role of environmental values”, Journal of Applied Research in Higher Education, 13(4), 1154-1180, https://doi.org/10.1108/jarhe-05-2020-0130. Saeed, S., Yousafzai, S. Y., Yani-De-Soriano, M., & Muffatto, M. (2015), “The role of perceived university support in the formation of students’ entrepreneurial intention”, Journal of Small Business Management, 53(4), 1127–1145, https://doi.org/10.1111/jsbm.12090. Appolloni, A., & Gaddam, S. (2009), “Identifying the Effect of Psychological Variables on Entrepreneurial Intentions”, DSM Business Review, 1(2), 61-86.  Schmitt-Rodermund, E. (2004), “Pathways to successful entrepreneurship: Parenting, personality, early entrepreneurial competence, and interests”, Journal of Vocational Behavior, 65(3), 498–518, https://doi.org/10.1016/j. jvb.2003.10.007.   Shapero, A., & Sokol, L. (1982), “The Social Dimensions of Entrepreneurship”, University of Illinois at Urbana- Champaign’s Academy for Entrepreneurial Leadership Historical Research Reference in Entrepreneurship. Shabbir, S., Ahmed, K., Kaufmann, H. R., & Malik, E. (2010), “Entrepreneur proactiveness and customer value: the moderating role of innovation and market orientation”, World Review of Entrepreneurship, Management and Sustainable Development, 6(3), 189-205, https://doi.org/10.1504/WREMSD.2010.036674. Truong, T. D., & Nguyen, L. T. T. (2019), “Một số nhân tố tác động đến ý định khởi nghiệp của sinh viên [Some factors affecting students’ intention to start a business]”, Tạp chí Công Thương, 3, 99-104. Wang, W., Lu, W., & Millington, J. K. (2011), “Determinants of entrepreneurial intention among college students in China and USA”, Journal of Global Entrepreneurship Research, 1(1), 35-44. Zhang, Y., & Yang, J. (2006), “New venture creation: evidence from an investigation into Chinese entrepreneurship”, Journal of Small Business and Enterprise Development, 13(2), 161–173, https://doi.org/10.1108/14626000610665872. tiếp theo trang 35 and Cultural Change, 14(2), 174-189. https://www.jstor.org/stable/1152568. Samargandi, N., Fidrmuc, J., & Ghosh, S. (2015). Is the relationship between financial development and economic growth monotonic? Evidence from a sample of middle-income countries. World Development, 68, 66-81.https:// doi:10.1016/j.worlddev.2014.11.010. Schumpeter, J. A. (1911). The theory of economic development. Cambridge, MA: Harvard University Press. Shan, J. Z., Morris, A. G., & Sun, F. (2001). Financial development and economic growth: An egg and chicken problem?. Review of international Economics, 9(3), 433-454.https://doi:10.1007/BF02295554. Sims, C. A. (1980). Macroeconomics and Reality. Econometrica, 48(1), 1-48. https://doi.org/10.2307/1912017. Svirydzenka, K. (2016).Introducing a new broand-based index of financial development. Working Paper No 2016/005, International Monetary Fund. Truong, D. L., Friday, H. S., & Nguyen, T. K. A. (2022). The effects of index futures trading volume on spot market volatility in a frontier market: Evidence from Ho Chi Minh Stock Exchange. Risks, 10(12), 1-13.https://doi. org/10.3390/risks10120234. Truong, D. L., Lanjouw, G., & Lensink, R. (2010). Stock-market efficiency in thin-trading markets: the case of the Vietnamese stock market. Applied Economics, 42, 3519-3532. https://doi:10.1080/00036840802167350. Uddin, G. S., Sjö, B., & Shahbaz, M. (2013). The causal nexus between financial development and economic growth in Kenya. Economic Modelling, 35, 701-707.https://doi:10.1016/j.econmod.2013.08.031. World Bank. (2022). GDP growth (annual %) – Vietnam, World Bank national accounts data, The World Bank Group. https://data.worldbank.org/indicator/NY.GDP.MKTP.KD.ZG?locations=VN, Accessed on 26, March, 2023. World Bank. (2022). Global Financial Development Report 2019/2020: Bank Regulation and Supervision a Decade after the Global Financial Crisis. Global Financial Development Database. https://www.worldbank.org/en/ publication/gfdr/data/global-financial-development-database#:~:text=Specifically%2C%20it%20includes%20 measures%20of,stock%20markets%20and%20bond%20markets), Accessed 26, March, 2023. Zhang, J., Wang, L., & Wang, S. (2012). Financial development and economic growth: Recent evidence from China. Journal of Comparative Economics, 40(3), 393-412.https://doi.org/10.1016/j.jce.2012.01.001. Zivot, E., & Andrews, D. W. K. (2002). Further evidence on the great crash, the oil-price shock, and the unit-root hypothesis. Journal of Business & Economic Statistics, 20(1), 25-44. https://doi.org/10.1198/073500102753410372. 60 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 257- Tháng 10. 2023
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
5=>2