Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của trung quốc

NHỮNG CẠM BẪY CỦA MỘT HỆ THỐNG TÀI CHÍNH DO NHÀ NƯỚC CHI PHỐI: TRƯỜNG HỢP CỦA TRUNG QUỐC TÓM TẮT Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc* Bài viết này xem xét những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối trong bối cảnh của Trung Quốc. Những cạm bẫy này bao gồm tình trạng manh mún của thị trường vốn trong nước do sự can thiệp của chính quyền địa phương và sự phân bổ sai nguồn vốn. Trước tiên, chúng tôi triển khai hai công cụ tiêu chuẩn từ tư liệu nghiên cứu tài chính quốc tế để phân tích sự hội nhập tài chính giữa các tỉnh thành Trung Quốc. Cả hai phép kiểm định đều xác nhận một bức tranh tương tự như nhau (và có phần khá ngạc nhiên): sự lưu chuyển vốn trong phạm vi Trung Quốc thật thấp! Ngoài ra, so với thời kỳ trước đó, mức độ hội nhập tài chính trong thập niên 90 ở trong nước xem ra đã giảm chứ không tăng. Thứ hai, chúng tôi cung cấp bằng chứng để chứng minh rằng chính phủ có xu hướng tái phân bổ nguồn vốn từ những vùng sản xuất hiệu quả sang những vùng sản xuất kém hiệu quả hơn. Theo ý nghĩa này, một vai trò nhỏ bé hơn của chính phủ trong lĩnh vực tài chính xem ra có thể làm tăng hiệu quả kinh tế và tỷ lệ tăng trưởng kinh tế. Phân loại JEL: F30 và G10

pdf42 trang | Chia sẻ: aloso | Lượt xem: 1934 | Lượt tải: 1download
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của trung quốc, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
trong khi mối tương quan sản lượng tăng lên (từ 0,63 lên 0,72, dòng 1 và 2). Hai chiều hướng biến chuyển trái ngược nhau này dẫn đến sự giảm sút mạnh trong mối tương quan tiêu dùng tương đối từ 1,10 còn 0,30 (dòng 3, cột 4 và 5 trong bảng 6). Sự giảm sút này có ý nghĩa thống kê (dòng 3, cột 6). Nếu ta thực hiện công việc tính toán tương tự cho các quốc gia thành viên OECD, ta nhận thấy rằng cũng có sự giảm sút vừa phải trong mối tương quan tiêu dùng tương đối (dòng 6, cột 4 và 5). Tuy nhiên, không như trong trường hợp Trung Quốc, sự giảm sút này không khác không về mặt thống kê. Nói cách khác, có sự giảm sút mức độ chia xẻ rủi ro giữa các vùng ở Trung Quốc trong hai mươi năm qua. Như một đại lượng khác đo lường sự chia xẻ rủi ro, người ta cũng có thể nhìn vào sự biến động tiêu dùng bình quân so với biến động sản lượng bình quân. Mức độ chia xẻ tiêu dùng cao hơn giữa các vùng địa lý sẽ ngụ ý sự biến động tiêu dùng tương đối thấp hơn. Bảng 8 trình bày sự biến động tỷ lệ tăng trưởng sản lượng và tiêu dùng trên đầu người bình quân giữa các tỉnh thành Trung Quốc cũng như giữa các quốc gia OECD để so sánh. Sự biến động tiêu dùng và sản lượng lần lượt được trình bày trong dòng 1 và 2. Nhìn chung, có sự giảm sút biến động tiêu dùng và sản lượng đáng kể trong giai đoạn cải cách so với giai đoạn tiền cải cách. Biến động tiêu dùng tương đối so với biến động sản lượng của Trung Quốc và các quốc gia OECD lần lượt được trình Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 17 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh bày trong dòng 3 và 6 của bảng 8. Biến động tiêu dùng tương đối trong nội bộ Trung Quốc cũng nằm trong phạm vi giống như số đo tương ứng của các quốc gia OECD cả trong giai đoạn tiền cải cách và cải cách. Nếu chia thời kỳ cải cách ra làm hai thập niên, ta thấy rằng biến động tiêu dùng tương đối ở Trung Quốc đã tăng lên chứ không giảm đi, từ 1,23 trong thập niên 80 tăng lên đến 1,39 trong thập niên 90 (dòng 3, cột 4 và 5), cho dù sự gia tăng này không đáng kể về mặt thống kê. Điều này cho thấy rằng các cơ hội chia xẻ rủi ro không được cải thiện trong vòng mười năm qua. Tóm lại, cả bằng chứng về tương quan tiêu dùng tương đối (tương quan tiêu dùng địa phương so với tương quan sản lượng địa phương) và bằng chứng về biến động tiêu dùng tương đối (biến động tiêu dùng bình quân so với biến động sản lượng) xem ra đều cho thấy rằng mức độ chia xẻ rủi ro giữa các vùng Trung Quốc không cao và không được cải thiện từ thập niên 80 sang thập niên 90. Tuy nhiên, bản thân những số đo này không có tính chất kết luận. Một mức độ lưu chuyển vốn thấp có thể xuất phát từ mức độ hội nhập tài chính thấp trong phạm vi Trung Quốc, nhưng cũng thể hình thành từ tính không hoàn chỉnh của thị trường tài sản. Trong phần tiếp theo, chúng tôi sẽ triển khai một đại lượng đo lường chia xẻ rủi ro dựa trên nghiên cứu của Obstfeld (1994), chính thức xem xét đến những yếu tố khác ngoài sự lưu chuyển vốn ảnh hưởng đến sự chia xẻ rủi ro. C. Kiểm định có điều kiện về chia xẻ rủi ro Obstfeld (1994) đã triển khai một mô hình về chia xẻ rủi ro tiêu dùng quốc tế mà từ mô hình này, người ta đã suy ra một số phép kiểm định khác. Mô hình cho phép ta kiểm định hai trường hợp cực đoan về sự lưu chuyển vốn hoàn hảo và không hoàn hảo ứng với giả định về thị trường hoàn chỉnh cũng như trường hợp phổ biến hơn, trong đó các thị trường tài sản không hoàn chỉnh. Trong phần này, chúng tôi áp dụng phương pháp luận thực nghiệm này để đánh giá mức độ chia xẻ rủi ro ở Trung Quốc. Phương pháp luận do Obstfeld (1994) đề xuất đã nới lỏng giả định về thị trường hoàn chỉnh và bao gồm việc ước lượng phương trình sau đây: Trong đó, Cit là tiêu dùng tư nhân trên đầu người theo giá trị thực, C-it là tổng tiêu dùng tư nhân trên đầu người bên ngoài tỉnh i, ui là ảnh hưởng cố định của tỉnh, và eit là số hạng sai số.25 Số hạng LRLit viết tắt của “Local Resouce Limit”, giới hạn nguồn lực địa phương, được biểu thị bằng giá trị trên đầu người. Số hạng này được định nghĩa là LRLit = GDPit – Iit – Git, trong đó Iit là tỷ lệ đầu tư và Git là tiêu dùng của chính phủ. Số hạng này tương ứng với mức tiêu dùng tối đa của địa phương khi các thị trường nội bộ quốc gia và quốc tế đều đóng cửa. Nếu đầu tư địa phương bị ràng buộc bởi tiết kiệm điều kiện, thì tiêu dùng bị ràng buộc bởi giới hạn nguồn lực địa phương và giả thuyết b = 0 và c = 1 sẽ không bị bác bỏ. Ngược lại, nếu có sự hội nhập tài chính cao, chúng ta sẽ kỳ vọng b gần với một và c gần với không. Theo cảm nhận trực giác, phương trình (3) cho ta một chỉ báo về mức độ tiêu dùng liên quan chặt chẽ như 25 Ảnh hưởng theo năm không được bao hàm vì ảnh hưởng này có thể tương quan với biến tổng tiêu dùng. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 18 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh thế nào với những yếu tố toàn cầu hay địa phương lần lượt được thể hiện qua tổng tiêu dùng C-it hay giới hạn nguồn lực địa phương LRLit.26 Bảng 9 trình bày các giá trị ước lượng của phương trình (3), sử dụng mẫu các tỉnh thành Trung Quốc và giá trị thống kê kiểm định các giả thuyết phù hợp. Giả thuyết không về hội nhập tài chính hoàn hảo (H3: b = 1 và c = 0) bị bác bỏ đối với cả hai giai đoạn tiền cải cách và cải cách. Ở thái cực ngược lại, giả thuyết về tình trạng không hội nhập tài chính cũng bị bác bỏ một cách hệ thống (H4: b = 0 và c = 1). Nhằm mục đích so sánh, bảng 10 trình bày các kết quả tương ứng trong phạm vi các quốc gia OECD. Giá trị ước lượng hệ số của tổng tiêu dùng tăng dần theo thời gian từ 0,35 (trong giai đoạn 1960-77, được trình bày trên dòng 1, cột 1, bảng 10) lên đến 0,60 trong thập niên 80 (dòng 1, cột 3) và lên đến 0,90 trong thập niên 90 (dòng 1, cột 4), trong khi giá trị ước lượng hệ số giới hạn nguồn lực nội địa (DRLit) giảm liên tục, từ 0,43 (giai đoạn 1960-1977) còn 0,081 trong thập niên 90. Hai chuyển biến ngược nhau này cho thấy sự gia tăng mức độ hội nhập tài chính giữa các quốc gia OECD. Kết luận này được hỗ trợ bởi sự kiện giả thuyết không về hội nhập tài chính cao (H3) không bị bác bỏ trong thời kỳ gần đây nhất (1990-1999). Các kết quả cho thấy rằng các quốc gia OECD đã trở nên hội nhập tài chính hơn, trong khi kết luận có tính chất lẫn lộn đối với các tỉnh thành Trung Quốc, chỉ đạt đến mức độ hội nhập tài chính vừa phải trong thời kỳ chuyển đổi. Đặc biệt hơn, có sự gia tăng chia xẻ rủi ro giữa các vùng từ giai đoạn tiền cải cách sang giai đoạn cải cách. Tuy nhiên, mức độ chia xẻ rủi ro đi theo chiều ngược lại từ thập niên 80 sang thập niên 90. Hệ số tổng tiêu dùng giảm từ 0,88 trong giai đoạn 1978-1989 chỉ còn 0,67 trong giai đoạn 1990-2001. Đồng thời, ảnh hưởng của sự ràng buộc nguồn lực địa phương đối với tiêu dùng tăng từ 0,06 trong thập niên 80 lên 0,14 trong thập niên 90. Do đó, có sự giảm sút đáng kể về mức độ chia xẻ rủi ro giữa các vùng. D. Sự lưu thông vốn có được cải thiện trong thập niên 90 không? Cho đến giờ, chúng ta thấy không có bằng chứng về sự cải thiện tính lưu chuyển vốn từ thập niên 80 sang thập niên 90. Một số cuộc cải cách vào đầu và giữa thập niên 90 có thể có ảnh hưởng cải thiện sự lưu thông vốn. Vì vậy, chúng tôi muốn kiểm tra xem thử sự lưu thông vốn có gia tăng trong thập niên 90 hay không. Chúng tôi làm điều này thông qua chia giai đoạn sau cùng trong mẫu (1990-2001) ra làm hai giai đoạn nhỏ (1990-1995 và 1996-2001), và kiểm định bất kỳ sự biến thiên đáng kể nào trong mối tương quan đầu tư-tiết kiệm hay việc thu xếp tiêu dùng ổn thoả (giảm biến động) theo thời gian. Trước tiên, chúng tôi tìm hiểu xem thử vào cuối thập niên 90, đầu tư địa phương có bị ràng buộc bởi thiết kế địa phương ít hơn so với nửa đầu thập niên hay không. Hai dòng đầu tiên trong bảng 11 trình bày các kết quả. Số đo mối tương quan đầu tư-tiết kiệm vô điều kiện thể hiện sự giảm sút vừa phải, cho thấy sự lưu chuyển vốn đã được cải thiện đôi chút. Tuy nhiên, số đo tương quan có điều kiện thể hiện sự tăng nhẹ, cho thấy sự lưu thông vốn bị sa sút. Trong bất luận trường hợp nào, sự giảm sút hay gia tăng đều không có ý nghĩa thống kê. Hơn nữa, mức độ tương quan đầu tư- tiết kiệm trong nửa sau thập niên 90 vẫn rất cao (lần lượt là 0,58 và 0,42 cho các số đo 26 Như Obstfeld từng nhấn mạnh, khung phân tích này có quan hệ chặt chẽ với kiểm định đầu tư-tiết kiệm đối với sự lưu chuyển vốn. Ngoài ra, chúng tôi cũng giới thiệu sự tăng trưởng tổng sản lượng như một yếu tố hồi qui và thu được những kết quả rất tương tự. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 19 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh vô điều kiện và có điều kiện) và nằm trong cùng phạm vi như các giá trị ước lượng trong thập niên 80 (xem các giá trị ước lượng trong bảng 3 và bảng 4a). Chúng tôi nhận thấy những kết quả tương tự khi sử dụng số liệu tiền gửi và cho vay (dòng 3 và 4): không có sự biến thiên đáng kể trong thập niên 90. Do đó, trong chừng mực vẫn có sự tương ứng chặt chẽ giữa đầu tư địa phương và tiết kiệm địa phương (hay giữa tiền gửi địa phương và cho vay địa phương trong hệ thống ngân hàng), không có bằng chứng gì cho thấy có sự cải thiện lưu thông vốn đáng kể từ nửa đầu thập niên sang nửa cuối thập niên 90. Bức tranh có phần nào khác biệt (và kém rõ ràng dứt khoát hơn) khi ta xem xét sự chia xẻ rủi ro tiêu dùng. Quả thật sự chia xẻ rủi ro đã cải thiện một cách có ý nghĩa về mặt thống kê vào thập niên 90 như biểu thị qua sự gia tăng tỷ số giữa tương quan tiêu dùng và tương quan sản lượng (dòng 5), từ 0,027 trong giai đoạn 1990-1995 lên đến 0,289 trong giai đoạn 1996-2001. Tuy nhiên, mức độ thuận lợi tiêu dùng vào cuối thập niên 90 vẫn thấp hơn nhiều so với thập niên 80, khi mối tương quan tương ứng là 1,29 (bảng 6). Hơn nữa, ta cũng không thấy có sự biến thiên đáng kể của biến động tiêu dùng so với biến động thu nhập (dòng 6 trong bảng 11). Cuối cùng, phần B bảng 11 trình bày các kết quả của mô hình chia xẻ rủi ro có điều kiện theo Obstfeld (1994) trong hai giai đoạn nhỏ của thập niên 90. Giả thuyết về mức độ chia xẻ rủi ro cao không thể bị bác bỏ trong giai đoạn 1996-2001. Tuy nhiên, vì ước lượng điểm về tiêu dùng (0,81) tương thích với ước lượng điểm trong thập niên 80 (xem bảng 9), cho nên việc không thể bác bỏ giả thuyết này chủ yếu là do sự gia tăng sai số chuẩn của giá trị ước lượng (nghĩa là, phép kiểm định có sức thuyết phục yếu hơn). Nhìn chung, sự lưu chuyển vốn có lẽ đã được cải thiện đôi chút từ nửa đầu thập niên 90 sang nửa sau thập niên. Điều này chủ yếu là kết quả của sự khôi phục nền tảng đã mất vào đầu thập niên 90, chứ không phải do bất kỳ sự tiến bộ đáng kể nào so với thập niên 80. Trong tình hình này, ta cũng nên lưu ý rằng sự lưu chuyển vốn và hiệu quả phân bổ vốn không nhất thiết là cùng một vấn đề. Ví dụ, nếu tiết kiệm địa phương từng được bố trí một cách ngẫu nhiên bởi chính phủ trung ương trong một khuôn khổ kinh tế kế hoạch, thì sự chuyển biến từ mô hình kinh tế kế hoạch tập trung phi hiệu quả sang mô hình kinh tế thị trường có thể dẫn đến biểu hiện giảm sút lưu thông vốn cho dù hiệu quả phân bổ vốn (xét theo sự phân bổ vốn đến những dự án đầu tư hữu hiệu nhất) có thể tăng lên ngay lúc ấy. Như một ví dụ khác, tình trạng thông tin bất cân xứng giữa người sử dụng vốn và người tiết kiệm có thể dẫn đến sự lưu chuyển vốn thấp ngay cả khi không có những rào cản nào do chính sách nào gây ra đối với sự lưu thông vốn. Những ví dụ này minh họa cho sự kiện là: bằng chứng về sự lưu chuyển vốn thấp không tự động có nghĩa là hiệu quả phân bổ vốn thấp. Trong phần tiếp theo, chúng ta sẽ tìm hiểu một cách trực tiếp hơn về mức độ lưu chuyển vốn trong nội bộ Trung Quốc, xem thử vốn có được phân bổ từ những vùng kém hiệu quả sang những vùng hoạt động hiệu quả hơn chăng. V. Tại sao vốn không chảy sang những vùng hoạt động hữu hiệu hơn? Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 20 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh Thị trường vốn hiệu quả là một thị trường vốn trong đó vốn được chuyển đến những hoạt động hiệu quả nhất. Trong ví dụ của chúng ta, ta sẽ dự đoán rằng dòng vốn ròng chảy vào một vùng (so với qui mô kinh tế của vùng đó) có quan hệ đồng biến với năng suất biên của vốn trong vùng. Do đó, chúng ta sẽ ước lượng sự biến thiên của phương trình sau đây: (Dòng vốn vào ròng)it = a + b (Thu nhập ban đầu)-it + c (Năng suất biên của vốn)it + ui + eit (4) Để làm điều này, ta cần có thông tin về năng suất biên của vốn của mỗi vùng. Để dễ theo dõi, ta giả định hàm sản xuất có dạng Cobb-Douglas với sinh lợi không đổi theo qui mô, áp dụng cho mọi tỉnh thành: Thông số năng suất Ajt được phép thay đổi giữa các tỉnh thành và theo thời gian, nhưng hệ số tỷ trọng α được giả định là như nhau đối với các tỉnh thành và không thay đổi. Điều này cho phép chúng ta biểu thị năng suất biên của vốn cho một tỉnh bất kỳ như một tỷ trọng không đổi của tỷ số sản lượng trên trữ lượng vốn (hay sản lượng vốn bình quân): Chúng tôi sử dụng số liệu trữ lượng vốn cấp độ tỉnh thành từ năm 1984 đến năm 1998 do Li (2003) ước lượng và được cập nhật cho đến năm 2001 để tính năng suất vốn biên.27 Trong cột 1 bảng 12, chúng tôi ước lượng xem thử dòng vốn ròng chảy vào một tỉnh đáp ứng như thế nào trước năng suất vốn biên của tỉnh đó. Kết quả cho thấy không có mối quan hệ đồng biến giữa dòng vốn vào ròng và năng suất vốn. Điều này cho thấy rằng xét bình quân, dòng vốn trong phạm vi Trung Quốc không đi đến những vùng hoạt động hữu hiệu nhất. Ngược lại, hệ số của tăng trưởng GDP địa phương có giá trị âm và có ý nghĩa thống kê, cho thấy xu hướng vốn chảy vào những vùng có năng suất vốn thấp hơn. Hình 1 minh họa chiều hướng này thông qua biểu thị các dòng vốn vào bình quân của tỉnh trong toàn bộ thời kỳ (1984-2001) theo năng suất vốn cùng với đường hồi qui. Những tỉnh có năng suất vốn bình quân thấp nhất như Ninh Hạ, Thanh Hải, Tân Cương, Thiểm Tây, cũng là những tỉnh nhận được dòng vốn vào bình quân cao nhất. Ngược lại, những tỉnh như Hà Bắc, tây Xuyên Quảng Đông, Hồ Nam Phúc Kiến có năng suất vốn cao, nhưng có dòng vốn vào thấp. Từ cột 2 đến cột 6, chúng tôi tìm hiểu chiều hướng đáp ứng của các cấu phần vốn khác nhau trong vốn đầu tư của một vùng trước năng suất vốn biên của địa phương. Trong hệ thống dữ liệu của chúng tôi, các nguồn tài chính có thể được chia thành nhiều chủng loại khác nhau: (a) Phân bổ thông qua ngân sách chính phủ: Tríach riêng ngân sách chính phủ trung ương và địa phương cho xây dựng cơ bản và các dự án đầu tư; 27 Xem mô tả phương pháp sử dụng để tính trữ lượng vốn của tỉnh và năng suất vốn trong phần phụ lục thống kê. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 21 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh (b) Vay ngân hàng: Các khoản cho vay từ ngân hàng và các tổ chức phi ngân hàng cho các tổ chức và doanh nghiệp địa phương; (c) Đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI): Đầu tư của các doanh nghiệp sở hữu nước ngoài bao gồm các công ty liên doanh; (d) “Vốn tự huy động” của các doanh nghiệp: Vốn do doanh nghiệp huy động từ những tổ chức có trách nhiệm cao hơn (trụ sở chính hay các bộ chủ quản) hay nhưng nguồn khác ngoài ngân sách chính phủ và cho vay ngân hàng như thông qua phát hành cổ phiếu và trái phiếu; (e) Những nguồn khác: Tất cả những nguồn đầu tư khác không nằm trong các chủng loại trên. Một chiều hướng thú vị đã bộc lộ. Trước tiên, đầu tư của các doanh nghiệp trong nước dựa vào vốn tự huy động quan hệ đồng biến với năng suất vốn biên. Điều này cho thấy rằng khi đầu tư được kích hoạt chủ yếu bởi sự tối đa hoá lợi nhuận, vốn đầu tư có xu hướng đi đến những nơi sử dụng hữu hiệu nhất. Đầu tư trực tiếp nước ngoài và vốn tự huy động là hai loại vốn đầu tư duy nhất có quan hệ đồng biến với năng suất vốn biên, cho dù hệ số của FDI không có ý nghĩa thống kê. Thứ hai, đầu tư được phân bổ thông qua ngân sách chính phủ và các khoản cho vay của các tổ chức tài chính sở hữu nhà nước là hai loại vốn (duy nhất) thể hiện mối quan hệ nghịch biến rõ rệt với năng suất vốn biên. Từ những kết quả này, ta kết luận rằng chính sự phân bổ đầu tư của chính phủ chịu trách nhiệm trước kiểu phân bổ khác thường là dòng vốn ròng chảy đến những vùng hoạt động kém hiệu quả hơn. Tại sao chính phủ lại phân bổ vốn một cách có hệ thống đến những vùng hoạt động kém hiệu quả và không hướng đến những vùng hoạt động hiệu quả hơn? Người ta có thể nghĩ đến ít nhất ba lý thuyết ở đây: Thứ nhất, chính phủ có thể xem trọng mục tiêu giảm nghèo và do đó phân bổ vốn đến những vùng nghèo hơn. Nếu thu nhập ban đầu thấp trùng hợp với năng suất vốn thấp, người ta có thể thấy một quan hệ nghịch biến giữa dòng vốn vào và sinh lợi vốn đầu tư. Thứ hai, các doanh nghiệp sở hữu nhà nước có thể ví như một chiếc túi không đáy, hút hết nguồn vốn đầu tư do chính phủ phân bổ. Ở đây, ta có thể xem xét hai biến thể của lý thuyết. Phiên bản A nhấn mạnh vào cách lý giải theo khía cạnh kinh tế chính trị. Các doanh nghiệp nhà nước có thể có thế lực chính trị mạnh hơn so với các công ty tư nhân hay những doanh nghiệp ngoài quốc doanh khác như các doanh nghiệp hương trấn. Hệ quả là, doanh nghiệp nhà nước có thể có được nhiều vốn đầu tư hơn từ chính phủ, đặc biệt thông qua sự phân bổ ngân sách nhà nước, ngay cả nếu họ hoạt động không hiệu quả. Phiên bản B quan tâm đến vấn đề việc làm tại các doanh nghiệp nhà nước. Chính xác vì xét bình quân, các doanh nghiệp nhà nước hoạt động kém hiệu quả hơn và cạnh tranh vốn đầu tư khó khăn hơn trong một thị trường vốn hội nhập và vận hành tốt đẹp, cho nên chính phủ, vì quan tâm lo lắng đến người lao động tại các doanh nghiệp nhà nước, có thể quyết định phân bổ vốn một cách có hệ thống cho các doanh nghiệp nhà nước ngay cả khi những doanh nghiệp này hoạt động không hiệu quả. Lẽ dĩ nhiên, hai phiên bản lý thuyết này không loại trừ lẫn nhau. Bằng cách này hoặc bằng cách khác, hai phiên bản này có thể tạo ra một mối quan hệ đồng biến giữa dòng vốn vào và tầm quan trọng của doanh nghiệp nhà nước tại các nền kinh tế địa phương. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 22 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh Thứ ba, chính phủ có thể chỉ đạo dòng vốn ưu tiên cho một cơ cấu công nghiệp nhất định. Trong tư liệu nghiên cứu, ta có thể hiểu rằng nền kinh tế kế hoạch tậpt rung của Trung Quốc trước năm 1978 đã phân biệt đối xử một cách có hệ thống không thuận lợi cho nông nghiệp và những lĩnh vực sơ khai khác, đồng thời ưu tiên cho công nghiệp. Từ khi cải cách bắt đầu vào năm 1978, chủ trương hùng hồn của chính phủ là hỗ trợ nhiều hơn đối với nhà nông và dân chài ở các vùng nông thôn. Nếu như những chủ trương hùng hồn này được phản ánh trên thực tế, thì ta sẽ thấy mối quan hệ đồng biến giữa dòng vốn ròng chảy vào một địa phương và tầm quan trọng của khu vực sơ khai trong nền kinh tế địa phương đó. Chúng tôi đã tiến hành xem xét kiểm tra lý thuyết này và trình bày kết quả trong bảng 12. Trong cột đầu tiên, chúng tôi xem xét các dòng vốn vào ròng. Dòng vốn vào có quan hệ đồng biến với tỷ trọng của sản xuất quốc doanh trong tỉnh và có quan hệ nghịch biến với tỷ trọng nông nghiệp. Trong các cột tiếp theo của bảng 13, chúng tôi xem xét mối quan hệ giữa các cấu phần vốn khác nhau trong đầu tư địa phương và thu nhập ban đầu, tỷ trọng của doanh nghiệp nhà nước trong sản lượng công nghiệp địa phương, và tỷ trọng của khu vực sơ khai trong sản lượng địa phương. Chúng tôi tìm thấy một số kết quả. Thứ nhất, không có quan hệ nghịch biến và có ý nghĩa thống kê của thu nhập ban đầu đối với đầu tư. Nói cách khác, nếu vốn đầu tư được phân bổ một cách có hệ thống cho những vùng nghèo hơn, ảnh hưởng của nó không đủ lớn để thể hiện qua số liệu. Thứ hai, thật là thú vị, tỷ trọng của doanh nghiệp nhà nước trong sản lượng công nghiệp địa phương có quan hệ đồng biến và có ý nghĩa thống kê với qui mô vốn đầu tư được phân bổ từ ngân sách chính phủ và được tài trợ bằng vốn vay ngân hàng. Vì thế, tầm quan trọng của các doanh nghiệp sở hữu nhà nước trong nền kinh tế địa phương là một nhân tố đáng kể, giải thích chiều hướng đầu tư từ hai nguồn tài chính này. Ngược lại, tỷ trọng của các doanh nghiệp nhà nước có dấu âm trong phương trình FDI, cho thấy rằng sự hiện diện của các doanh nghiệp nhà nước có thể đóng vai trò như một rào cản đầu tư trực tiếp nước ngoài. Thứ ba, tỷ trọng của khu vực sơ khai trong GDP địa phương không có ý nghĩa trong bất kỳ phương trình hồi qui nào. Điều này cho thấy rằng sự phân bổ vốn ở Trung Quốc nói chung không ưu tiên hơn mà cũng chẳng phân biệt đối xử chống lại khu vực sơ khai. Kết luận, yếu tố mạnh nhất quyết định qui tắc phân bổ vốn đầu tư ở Trung Quốc xem ra là sự ưu thế của các doanh nghiệp nhà nước trong nền kinh tế địa phương. Nhìn chung, các doanh nghiệp nhà nước tăng trưởng chậm hơn so với khu vực tư nhân và các thành phần ngoài quốc doanh khác trong nền kinh tế. Do đó, qui tắc phân bổ vốn đầu tư của chính phủ, ưu tiên cho doanh nghiệp nhà nước, sẽ phân bổ vốn một cách có hệ thống hướng tới những hoạt động phi hiệu quả và rời xa những vùng hoạt động hiệu quả hơn. Theo ý nghĩa này, một vai trò nhỏ bé hơn của chính phủ trong việc phân bổ vốn đầu tư xem ra có thể làm tăng tỷ lệ tăng trưởng kinh tế. IV. Nhận xét kết luận Trong bài viết này, chúng tôi đã tìm hiểu một số cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối thông qua nghiên cứu trường hợp của Trung Quốc. Một cách cụ thể chúng tôi đã xem xét mức độ manh mún của thị trường vốn nội địa, có lẽ do sự can thiệp của chính quyền địa phương; chúng tôi cũng tìm hiểu xem thử liệu hệ thống tài chính do nhà nước chi phối có chuyển giao nguồn vốn đến những vùng hoạt động kém hiệu quả và rời xa những vùng hoạt động hiệu quả hơn không. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 23 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh Phân tích của chúng tôi dựa trên hai phương pháp tiêu chuẩn trong tư liệu tài chính quốc tế, ấy là kiểm định mối tương quan đầu tư-tiết kiệm địa phương và kiểm định việc thu xếp tiêu dùng ổn thỏa và thuận tiện (giảm biến động tiêu dùng). Các kết quả cho thấy rằng vốn đầu tư trong nội bộ Trung Quốc lưu chuyển kém hơn nhiều so với trong nội bộ những quốc gia được biết là có những thị trường vốn quốc tế hội nhập. Nhìn chung, chiều hướng lưu chuyển vốn nội bộ Trung Quốc xem ra gần giống với chiều hướng lưu chuyển vốn xuyên quốc gia hơn so với chiều hướng lưu chuyển vốn nội bộ trong các nghiên cứu nội bộ quốc gia khác. Có lẽ điều gây ngạc nhiên hơn cả là, mức độ lưu chuyển vốn ở Trung Quốc giảm đáng kể trong thập niên 90 so với thập niên 80. Cuối cùng, chúng tôi chứng minh bằng tư liệu rằng chính phủ (so với khu vực tư nhân) có xu hướng phân bổ vốn đầu tư một cách có hệ thống từ những vùng hoạt động hiệu quả hơn đến những vùng hoạt động kém hiệu quả hơn. Những phát hiện này cho thấy rằng một vai trò nhỏ bé hơn của chính phủ trong hệ thống tài chính có thể sẽ cải thiện tính hiệu quả của hệ thống tài chính. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 24 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh I. Phụ lục thống kê Chuỗi số liệu của tỉnh thành về tiêu dùng, đầu tư và GDP bao gồm GDP của tỉnh được phân theo tiêu dùng chính phủ và hộ gia đình, sự tạo lập vốn gộp, thay đổi hàng tồn kho và xuất khẩu ròng (hạch toán của tỉnh). Nguồn thống kê là: • Nghiên cứu tiếp thị Trung Quốc A11, 2001, Tập hợp số liệu thống kê Trung Quốc 1949-1999 • Cục thống kê nhà nước, 1996, Kinh tế khu vực Trung Quốc, tư liệu 17 năm cải cách và mở cửa, Cục thống kê Trung Quốc, Bắc Kinh. • Cục thống kê nhà nước, 2000 và 2001, Niên giám thống kê Trung Quốc, Cục thống kê Trung Quốc, Bắc Kinh. Hệ thống số liệu bao gồm 28 tỉnh (hay các khu vực tự trị cấp tỉnh và các thành phố trực thuộc trung ương) ở lục địa trong thời kỳ cải cách (1978-2001) và 24 tỉnh trong thời kỳ tiền cải cách (1952-1977). Danh sách các tỉnh thành trong mẫu (1978-2001): Bắc Kinh, Thiên Tân, Hà Bắc, Sơn Tây, Nội Mông, Liêu Ninh, Cát Lâm, Hắc Long Giang, Thượng Hải, Giang Tô, Triết Giang, An Huy, Phúc Kiến, Giang Tây, Sơn Đông, Hà Nam, Hồ Bắc, Hồ Nam, Quảng Tây, Quế Châu, Vân Nam, Thiểm Tây, Cam Túc, Thanh Hải, Ninh Hạ, Tân Cương, Quảng Đông+Hải Nam, Tây Xuyên+Trùng Khánh. Danh sách các tỉnh thành trong mẫu (1952-1977): Giang Tây, Quảng Đông và Hải Nam, Tây Xuyên và Trùng Khánh và Ninh Hạ không được bao hàm trong giai đoạn tiền cải cách do thiếu số liệu. Thiên Tân không được bao hàm trong giai đoạn tiền cải cách trong phân tích về chia xẻ rủi ro vì không có số liệu dân số từ năm 1952 đến 1977. Số liệu hạch toán quốc gia (tiêu dùng, đầu tư, tiết kiệm, GDP) cho các quốc gia OECD được lấy từ: Văn phòng thống kê Liên hiệp quốc, Tài khoản các quốc gia Liên hiệp quốc, Hệ thống số liệu bao gồm 24 quốc gia OECD: Úc, Áo, Bỉ, Canada, Đan Mạch, Phần Lan, Pháp, Đức, Hy Lạp, Iceland, Ireland, Ý, Nhật Bản, Hàn Quốc, Luxembourg, Hà Lan, New Zealand, Na Uy, Bồ Đào Nha, Tây Ban Nha, Thụy Điển, Thụy Sĩ, Anh, Hoa Kỳ. Định nghĩa các biến số Cit : Tiêu dùng tư nhân (hộ gia đình) của địa phương. Sit : Tiết kiệm địa phương được định nghĩa là GDP địa phương trừ đi tiêu dùng của tư nhân và chính phủ. Iit : Đầu tư địa phương được định nghĩa là thay đổi trong tạo lập vốn gộp của khu vực tư nhân và chính phủ. Một số tỉnh thành tạo nên một tỷ phần sản lượng quốc gia đáng kể. Do đó, chúng tôi sử dụng phần còn lại của đất nước thay cho số liệu tổng cấp quốc gia, nhằm tránh làm biến dạng mối tương quan mẫu theo chiều hướng tăng lên, thông qua sử dụng công thức sau đây (trong đó Xit tiêu biểu cho C-it , I-it, hay S-it, và Yit là GDP của tỉnh). Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 25 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh C-it : Tỷ lệ tiêu dùng quốc gia bên ngoài tỉnh i. S-it : Tỷ lệ tiết kiệm quốc gia bên ngoài tỉnh i. I-it : Tỷ lệ đầu tư quốc gia bên ngoài tỉnh i. Fit : Tỷ số của tiêu dùng chính phủ (địa phương) trên GDP địa phương. yit : Chu kỳ kinh tế địa phương, có được thông qua áp dụng biện pháp sàng lọc Hodrick và Prescott (HP) cho chuỗi số liệu GDP địa phương. Chúng tôi sử dụng log(GDP tỉnh) được sàng lọc bằng HP(100) trừ đi log(GDP quốc gia) được lọc bằng HP (100). LRLit = GDPit – Iit – Git : Giới hạn nguồn lực địa phương (các tỉnh thành Trung Quốc) DRLit = GDPit – Iit – Git : Giới hạn nguồn lực nội địa (các quốc gia OECD) Git : Tiêu dùng của chính phủ. Tất cả các biến số được biểu thị theo tỷ trọng trong GDP của tỉnh trong phần 2 (phân tích đầu tư-tiết kiệm) và theo giá trị trên đầu người, sử dụng mức giá năm 1978 trong phần 2 (phân tích chia xẻ rủi ro). Trữ lượng vốn của tỉnh Chuỗi số liệu trữ lượng vốn của tỉnh được lấy từ tài liệu của Li (2003) tính toán trữ lượng vốn cho từng tỉnh thành Trung Quốc từ năm 1984 đến năm 1998. Phương pháp bao gồm các bước dưới đây: 1. Ước lượng tỷ lệ khấu hao vốn từ năm 1984 đến năm 1992 (các con số khấu hao tài sản cố định của tỉnh có sẵn trong số liệu thống kê chính thức bắt đầu từ năm 1993). Điều này được thực hiện bằng cách áp dụng một tỷ lệ khấu hao thăm dò là 4 phần trăm trong giai đoạn 1984-1992 nhằm tạo ra một chuỗi số liệu trữ lượng vốn tạm thời. Sau đó, sử dụng chuỗi số liệu trữ lượng vốn tạm thời này để tính tỷ lệ khấu hao ngầm ẩn từ năm 1993 đến năm 1998 (trong thời kỳ này số liệu về khấu hao tài sản cố định đã có sẵn). Sử dụng tỷ lệ khấu hao bình quân để tính lại số liệu trữ lượng vốn từ năm 1984 đến 1992. 2. Tính toán giá trị ban đầu của trữ lượng vốn. Điều này được thực hiện bằng cách áp dụng tỷ số vốn của tỉnh suy ra từ phương trình X dưới đây trên trữ lượng vốn quốc gia năm 1984; ii) sử dụng phương trình (i). Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 26 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh 3. Sử dụng giá trị ban đầu của vốn và số liệu đầu tư gộp thực (real gross investment – RGI), số liệu khấu hao (Dept), các phương trình (ii) và (iii), trữ lượng vốn của tỉnh được tạo ra cho toàn bộ thời kỳ tính đến năm 2001. Chuỗi số liệu năng suất vốn được tạo ra bằng cách sử dụng phương trình (7). Vì α là một thông số không biến thiên theo thời gian và tỉnh, cho nên chúng tôi sử dụng tỷ số GDP thực trên trữ lượng vốn thực (theo mức giá năm 1978) làm một biến uỷ nhiệm cho năng suất vốn biên. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 27 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh Bảng 1. Dòng vốn tài chính năm 2000 (phần trăm) Hộ gia đình Công ty phi tài chính Chính phủ Tổ chức tài chính Tổng số Sử dụng vốn Nguồn vốn Sử dụng vốn Nguồn vốn Sử dụng vốn Nguồn vốn Sử dụng vốn Nguồn vốn Sử dụng vốn Nguồn vốn Đầu tư tài chính ròng1 Sử dụng tài chính Nguồn tài chính Tiền tệ Tiền gửi Cho vay Chứng khoán Trái phiếu Cổ phiếu Dự trữ bảo hiểm Vốn thanh toán Tài khoản liên tài chính Dự trữ bắt buộc & vượt quá Tiền mặt dự trữ Cho vay của NH trung ương Các khoản khác (ròng) Cán cân thanh toán Vốn dài hạn Vốn ngắn hạn Thay đổi tài sản dự trữ Sai số và sót số trong cán cân thanh toán Nguồn: Tập san thống kê hàng quí của Ngân hàng Nhân dân Trung Hoa 2002, tập 4, trang 78-79. 1 100 triệu nhân dân tệ. Chú thích: Mục “Sử dụng vốn” liên quan đến những thay đổi của tài sản; Mục “Nguồn vốn” liên quan đến những thay đổi của nghĩa vụ nợ. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 28 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh Bảng 2. Tóm tắt tư liệu nghiên cứu về mối tương quan đầu tư-tiết kiệm trong nội bộ các quốc gia phát triển Quốc gia [thời kỳ] Tác giả Hệ số tiết kiệma Ý nghĩa Nhật Bản [1975-88]b Nhật Bản [19970-85] Nhật Bản [1971-85] Hoa Kỳ [1971-85] Anh [1971-87] Canada [1961-89] Đức [1970-87] Deckle (1996) Yamori (1995) Bayoumi & Rose (1993) Sinn (1992) Thomas (1993) Có ý nghĩa (nghịch biến) Có ý nghĩa (nghịch biến) Có ý nghĩa (nghịch biến) Có ý nghĩa (nghịch biến) Có ý nghĩa (nghịch biến) Có ý nghĩa (nghịch biến) Có ý nghĩa (nghịch biến) Có ý nghĩa (nghịch biến) Không có ý nghĩa Không có ý nghĩa Không có ý nghĩa Có ý nghĩa (nghịch biến) Có ý nghĩa (nghịch biến) Không có ý nghĩa Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. a Hệ số của tỷ lệ tiết kiệm trong phương trình hồi qui đầu tư. b Không kể Kanto và Kansai. c Tương quan. d Tiết kiệm và đầu tư tư nhân. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 29 Biên dịch: Kim Chi Bảng 3. Kiểm định FH vô điều kiện: Các tỉnh thành Trung Quốc so với các quốc gia OECD (1) (2) (3) = (2) – (1) (4) (5) (6) = (5) – (4) Trung Quốc 1952-1977 1978-2001 Chênh lệch 1978-1989 1990-2001 Chênh lệch (1) Tương quan đầu tư-tiết kiệm* 0.534 (0.062) 0.525 (0.0910) -0.027 (0.092) 0.300 (0.102) 0.5991 (0.0841)** 0.2985 (0.1200)*** OECD 1960-1977 1978-1999 Chênh lệch 1978-1989 1990-1999 Chênh lệch (2) Tương quan đầu tư-tiết kiệm* 0.717 (0.067) 0.457 (0.069) 0.118 (0.078)* 0.413 (0.099) 0.483 ((0.094) 0.069 (0.138) Nguồn (Trung Quốc): Nghiên cứu Tiếp thị Trung Quốc A11, 2001, Tập hợp số liệu thống kê Trung Quốc 1949-1999, Cục Thống kê Trung Quốc, Bắc Kinh. Niên giám thống kê Trung Quốc, các năm khác nhau, Cục Thống kê Trung Quốc, Bắc Kinh. Nguồn (OECD): Tài khoản quốc gia Liên hiệp quốc, Chỉ báo phát triển thế giới. * Tương quan theo thời gian bình quân giữa tỷ lệ đầu tư và tiết kiệm (phần trăm GDP). * (**, ***) Có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10 phần trăm (5 phần trăm, 1 phần trăm). Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 30 Biên dịch: Kim Chi Bảng 4a. Kiểm định FH có điều kiện (1) (2) (3)=(2)-(1) (4) (5) (6)=(5)-(4) (7) (8) 1952-1977 1978-2001 Chênh lệchi 1978-1989 1990-2001 Chênh lệch Nhật Bản OECD (1) Số liệu thô Số liệu đã kiểm soát: (2) Các yếu tố quốc gia (3) Các yếu tố quốc gia & vùng & chu kỳ kinh tế & chính sách ngân sách (4) Sử dụng các biến vùng trễ một năm & chu kỳ kinh tế & chính sách ngân sách (trễ một năm) Nguồn: Các cột 1-6 là tính toán của các tác giả; các cột 7 và 8 lấy từ tài liệu của Iwamoto và van Wincoop (2000). * (**, ***) Có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10 phần trăm (5 phần trăm, 1 phần trăm). Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. i Thể hiện trung bình của khoảng chênh lệch về hệ số tương quan giữa hai giai đoạn. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 31 Biên dịch: Kim Chi Bảng 4b. Kiểm định FH: Đóng góp biên của tiết kiệm đối với đầu tư (1) (2) (3) (4)=(3)-(2) 1978-2001 1978-1989 1990-2001 Chênh lệch (1) Số liệu thô (3) Kiểm soát các yếu tố quốc gia & vùng chu kỳ kinh tế & chính sách ngân sách Nguồn: Tính toán của các tác giả. Chú thích: Bảng này trình bày ước lượng hệ số “b” của tỷ lệ tiết kiệm trong phương trình hồi qui đầu tư sau đây: ijt = a + b.sjt + ui + tj + eit trong đó “i” và “s” lần lượt tiêu biểu cho tỷ lệ đầu tư và tiết kiệm của tỉnh, u và i là các ảnh hưởng cố định theo thời gian và tỉnh thành và e là số hạng sai số. Do đó, hệ số tiết kiệm tiêu biểu cho đóng góp biên của tiết kiệm địa phương cho đầu tư địa phương trong tỉnh. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 32 Biên dịch: Kim Chi Bảng 5. Kiểm định FH có điều kiện - Số liệu ngân hàng: Các tỉnh Trung Quốc so với các quốc gia OECD (1) (2) (3)=(2)-(1) Trung Quốc 1978-1989 1990-2001 Chênh lệchi (1) Số liệu thô (2) Kiểm soát các yếu tố quốc gia (3) Các yếu tố quốc gia & vùng (1) (2) (3)=(2)-(1) Các quốc gia OECD 1978-1989 1990-2001 Chênh lệchi (1) Số liệu thô (2) Kiểm soát các yếu tố toàn cầu (3) Các yếu tố toàn cầu & quốc gia Nguồn: Tính toán của các tác giả. * (**, ***) Có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10 phần trăm (5 phần trăm, 1 phần trăm). Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. i Thể hiện trung bình của khoảng chênh lệch về hệ số tương quan giữa hai giai đoạn. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 33 Biên dịch: Kim Chi Bảng 6. Kiểm định vô điều kiện về chia xẻ rủi ro – các mối tương quan tiêu dùng: Các tỉnh thành Trung Quốc so với các quốc gia OECD (1) (2) (3)=(2)-(1) (4) (5) (6)=(5)-(4) Trung Quốc 1952-1977 1978-2001 Chênh lệchi 1978-1989 1990-2001 Chênh lệch (1) Tương quan tiêu dùng* (2) Tương quan sản lượng* (3) Tỷ số tương quan tiêu dùng trên tương quan sản lượng =(1)/(2) OECD 1960-1977 1978-1999 Chênh lệch 1978-1989 1990-1999 Chênh lệch (1) Tương quan tiêu dùng* (2) Tương quan sản lượng* (3) Tỷ số tương quan tiêu dùng trên tương quan sản lượng =(1)/(2) Nguồn (OECD): Tài khoản quốc gia Liên hiệp quốc, Chỉ báo phát triển thế giới. Nguồn (Trung Quốc): Nghiên cứu Tiếp thị Trung Quốc A11, 2001, Tập hợp số liệu thống kê Trung Quốc 1949-1999, Cục Thống kê Trung Quốc, Bắc Kinh. Niên giám thống kê Trung Quốc, các năm khác nhau, Cục Thống kê Trung Quốc, Bắc Kinh. * Tương quan giữa tiêu dùng trên đầu người của tỉnh (quốc gia) và tiêu dùng trên đầu người của phần còn lại của đất nước (của thế giới). Tiêu dùng và GDP trên đầu người được biểu thị theo giá trị thực và lấy chênh lệch (sai phân bậc một) của logarit. * (**, ***) Có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10 phần trăm (5 phần trăm, 1 phần trăm) (chỉ biểu thị cho chênh lệch trong các kiểm định trung bình trong cột 3 và cột 6. Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. i Thể hiện trung bình của khoảng chênh lệch về hệ số tương quan giữa hai giai đoạn. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 34 Biên dịch: Kim Chi Bảng 7. Tóm tắt các nghiên cứu về sự tiêu dùng thuận lợi dễ dàng trong phạm vi các quốc gia công nghiệp Quốc gia [số vùng] Thời kỳ Tác giả 1 Tương quan tiêu dùng 2 Tương quan sản lượng 4 Biến động tiêu dùng 3 Biến động sản lượng Nhật Bản [47] 1975-88 Canada [10] 1971-91 Hoa Kỳ [51] 1971-91 Hoa Kỳ [19] 1977-91 Van Wincoop (1995) Crucini (1995) Crucini (1995) Hess và Shin (1995) Nguồn: Hess và Shin (1997) Chú thích: nr = không có số liệu; Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 35 Biên dịch: Kim Chi Bảng 8. Kiểm định vô điều kiện về chia xẻ rủi ro - biến động tiêu dùng: Các tỉnh Trung Quốc so với các quốc gia OECD (1) (2) (3)=(2)-(1) (4) (5) (6)=(5)-(4) Trung Quốc 1952-1977 1978-2001 Chênh lệch 1978-1989 1990-2001 Chênh lệch (1) Biến động tiêu dùng (2) Biến động sản lượng (3) Tỷ số biến động tiêu dùng trên biến động sản lượng OECD 1960-1977 1978-1999 Chênh lệch 1978-1989 1990-1999 Chênh lệch (1) Biến động tiêu dùng Std(Cit) (2) Biến động sản lượng Std(Yit) (3) Tỷ số biến động tiêu dùng trên biến động sản lượng Nguồn (OECD): Tài khoản quốc gia Liên hiệp quốc, Chỉ báo phát triển thế giới. Nguồn (Trung Quốc): Nghiên cứu Tiếp thị Trung Quốc A11, 2001, Tập hợp số liệu thống kê Trung Quốc 1949-1999, Cục Thống kê Trung Quốc, Bắc Kinh. Niên giám thống kê Trung Quốc, các năm khác nhau, Cục Thống kê Trung Quốc, Bắc Kinh. In đậm: Không khác 1 một cách có ý nghĩa thống kê. Biến động: Độ lệch chuẩn theo chuỗi thời gian của tiêu dùng (GDP) trên đầu người cho từng tỉnh (quốc gia). Tiêu dùng và GDP trên đầu người được biểu thị theo giá trị thực và lấy chênh lệch (sai phân bậc một) của logarit. * (**, ***) Có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10 phần trăm (5 phần trăm, 1 phần trăm) Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 36 Biên dịch: Kim Chi Bảng 9. Kiểm định có điều kiện về chia xẻ rủi ro – thị trường tài sản không hoàn chỉnh: Các tỉnh Trung Quốc (biến phụ thuộc: logarit của tiêu dùng thực trên đầu người của hộ gia đình (biến thiên)) Giai đoạn 1952-1977 1978-2001 1978-1989 1990-2001 dln(C-it) – (b) dln(LRLt) – (c) r2 điều chỉnh Số quan sát Số tỉnh thành H1: b = 1 H2: c = 1 H3: b = 1 & c = 0 H4: b = 0 & c = 1 Nguồn: Tính toán của các tác giả. C-it: Tiêu dùng thực trên đầu người của hộ gia đình trên toàn quốc bên ngoài tỉnh i. Yit: GDP thực trên đầu người của hộ gia đình. LRLit = Yit – Iit – Git : Giới hạn nguồn lực địa phương. Iit: Đầu tư thực trên đầu người của tỉnh. Git: Tiêu dùng thực trên đầu người của chính phủ cấp tỉnh. ln: Logarit. d: Sai phân bậc nhất. * (**, ***) Có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10 phần trăm (5 phần trăm, 1 phần trăm) Tất cả các phương trình hồi qui đều bao hàm ảnh hưởng cố định của tỉnh. Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. H1: Giả thuyết không về hệ số b của tiêu dùng (C-it) không khác một (mức độ chia xẻ rủi ro cao). H2: Giả thuyết không về hệ số b của giới hạn nguồn lực địa phương (LRLit) không khác một (mức độ chia xẻ rủi ro thấp). H3: Giả thuyết về ý nghĩa kết hợp của hệ số tiêu dùng (C-it) không khác một và giới hạn nguồn lực địa phương (LRLit) không khác không (mức độ chia xẻ rủi ro cao). H4: Giả thuyết không về ý nghĩa kết hợp của hệ số tiêu dùng (C-it) không khác không và giới hạn nguồn lực địa phương (LRLit) không khác một (mức độ chia xẻ rủi ro thấp). Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 37 Biên dịch: Kim Chi Bảng 10. Kiểm định có điều kiện về chia xẻ rủi ro – thị trường tài sản không hoàn chỉnh: Các quốc gia OECD (biến phụ thuộc: Logarit của tiêu dùng thực trên đầu người của hộ gia đình (biến thiên)) Giai đoạn 1960-1977 1978-1999 1978-1989 1990-1999 dln(C-it) – (b) dln(LRLit) – (c) r2 điều chỉnh Số quan sát Số quốc gia H1: b = 1 H2: c = 1 H3: b = 1 & c = 0 H4: b = 0 & c = 1 Nguồn: Tính toán của các tác giả. C-it: Tiêu dùng thực trên đầu người của hộ gia đình trên toàn quốc bên ngoài tỉnh i. Yit: GDP thực trên đầu người của hộ gia đình. LRLit = Yit – Iit – Git : Giới hạn nguồn lực địa phương. Iit: Đầu tư thực trên đầu người của tỉnh. Git: Tiêu dùng thực trên đầu người của chính phủ cấp tỉnh. ln: Logarit. d: Sai phân bậc nhất. * (**, ***) Có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10 phần trăm (5 phần trăm, 1 phần trăm). Tất cả các phương trình hồi qui đều bao hàm ảnh hưởng cố định của quốc gia. Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. H1: Giả thuyết không về hệ số b của tiêu dùng (C-it) không khác một (mức độ chia xẻ rủi ro cao). H2: Giả thuyết không về hệ số b của giới hạn nguồn lực địa phương (LRLit) không khác một (mức độ chia xẻ rủi ro thấp). H3: Giả thuyết về ý nghĩa kết hợp của hệ số tiêu dùng (C-it) không khác một và giới hạn nguồn lực địa phương (LRLit) không khác không (mức độ chia xẻ rủi ro cao). H4: Giả thuyết không về ý nghĩa kết hợp của hệ số tiêu dùng (Cit) không khác không và giới hạn nguồn lực địa phương (LRLit) không khác một (mức độ chia xẻ rủi ro thấp. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 38 Biên dịch: Kim Chi Bảng 11. Biến thiên của sự lưu thông vốn trong thập niên 90 Phần A (1) 1990-95 (2) 1996-2001 (3)=(2)-(1) Chênh lệch (1) Tương quan đầu tư-tiết kiệm (vô điều kiện) (2) Tương quan đầu tư-tiết kiệm (có điều kiện) (3) Tương quan tiền gửi-cho vay (vô điều kiện) (4) Tương quan tiền gửi-cho vay (có điều kiện) (5) Chia xẻ rủi ro-tương quan tiêu dùng trên sản lượng (vô điều kiện) (6) Chia xẻ rủi ro-biến động tiêu dùng trên sản lượng (vô điều kiện) Phần B 1990-95 1996-2001 Chia xẻ rủi ro (có điều kiện) dln(C-it) dln(LRLt) r2 điều chỉnh Số quan sát Số tỉnh H3: b = 1 & c = 0 H4: b = 0 & c = 1 Nguồn: Tính toán của các tác giả. C-it: Tiêu dùng thực trên đầu người của hộ gia đình trên toàn quốc bên ngoài tỉnh i. Yit: GDP thực trên đầu người của hộ gia đình. LRLit = Yit – Iit – Git : Giới hạn nguồn lực địa phương. Iit: Đầu tư thực trên đầu người của tỉnh. Git: Tiêu dùng thực trên đầu người của chính phủ cấp tỉnh. ln: Logarit. d: Sai phân bậc nhất. * (**, ***) Có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 10 phần trăm (5 phần trăm, 1 phần trăm). Tất cả các phương trình hồi qui đều bao hàm ảnh hưởng cố định của tỉnh. Sai số chuẩn trong dấu ngoặc đơn. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 39 Biên dịch: Kim Chi Bảng 12. Dòng vốn và năng suất vốn Đầu tư theo nguồn vốn Dòng vốn vào ròng Ngân sách nhà nước Cho vay của ngân hàng Đầu tư trực tiếp nước ngoài Vốn tự huy động Nguồn khác GDP trên đầu người ban đầu Năng suất biên của vốn Kiểm định Sargan Kiểm định AR(2) Số tỉnh Số quan sát Nguồn: tính toán của các tác giả. Ước lượng theo hệ thống GMM. Tất cả các phép hồi qui đều sử dụng sai số chuẩn trình bày dưới đây. Tất cả các biến phụ thuộc đều được biểu thị theo tỷ số của GDP của tỉnh. Dòng vốn vào ròng được tính bằng cách lấy đầu tư ròng trong tỉnh trừ cho tiết kiệm ròng. Trích ngân sách nhà nước liên quan đến việc trích riêng ngân sách nhà nước trung ương và địa phương dành cho xây dựng cơ bản và các dự án đổi mới, và trích lập đặc biệt từ ngân sách nhà nước trung ương cho h dxây dựng cơ bản và để chuyển giao vốn cho ngân hàng nhằm thực hiện các khoản cho vay trong những dự án dành riêng. Cho vay trong nước liên quan đến những khoản vay của doanh nghiệp và tổ chức từ ngân hàng và các tổ chức phi ngân hàng trong thời kỳ tham chiếu với mục đích đầu tư vào tài sản cố định, bao gồm những khoản cho vay do ngân hàng phát hành từ nguồn vốn tự có và tiền gửi, cho vay trích lập bởi các cơ quan chủ quản cấp cao, các khoản cho vay đặc biệt bởi chính phủ, cho vay do chính quyền địa phương sắp đặt đối với những nguồn vốn đặc biệt, và cho vay vốn lưu động v.v… Đầu tư nước ngoài liên quan đến vốn nước ngoài nhận được trong kỳ tham chiếu vì mục đích đầu tư vào tài sản cố định, bao gồm vốn nước ngoài do chính phủ vay mượn và quản lý, do các đơn vị cá nhân vay mượn, vốn nước ngoài trong các chương trình liên doanh và phát hành cổ phiếu và trái phiếu trên thị trường tài chính quốc tế. Vốn tự huy động liên quan đến vốn nhận được bởi các doanh nghiệp từ cơ quan chủ quản cấp trên, chính quyền đàm phán hay do chính doanh nghiệp và tổ chức huy động vì mục đích đầu tư vào tài sản cố định trong kỳ tham chiếu. Các nguồn vốn khác liên quan đến vốn nhận được trong kỳ tham chiếu mà không nằm trong các nguồn đề cập trên đây. GDP trên đầu người ban đầau là ZGDO trên đầu người ban đầu theo giá năm 1978 (logarit). Giả định không có tương quan chuỗi là thiết yếu cho sự nhất quán của các công cụ ước lượng, cung cấp biến phụ thuộc bị trễ, với các độ trễ hơn nữa của cùng một biến. Nếu các độ nhiễu không tương quan chuỗi, sẽ có bằng chứng về tương quan chuỗi bậc một có giá trị âm đáng kể trong các số dư sai phân và không có bằng chứng về tương quan chuỗi bậc hai trong các số dư sai phân. Chúng tôi cũng trình bày kiểm định Sargan (1964) về những hạn chế đồng nhất thái quá. Chúng tôi cũng thực hiện một kiểm định kết hợp về đặc điểm mô hình và giá trị của các biến công cộng (nghĩa là kiểm định xem thử tập hợp các điều kiện có được tôn trọng hay không). Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 40 Biên dịch: Kim Chi Bảng 13. Phân bổ vốn theo thị trường so với phân bổ vốn theo chính sách: tầm quan trọng của khu vực nhà nước và khu vực sản xuất hàng sơ khai Đầu tư theo nguồn vốn Dòng vốn vào ròng Ngân sách nhà nước Cho vay của ngân hàng Đầu tư trực tiếp nước ngoài Vốn tự huy động Nguồn khác GDP trên đầu người ban đầu Tỷ trọng sản lượng nhà nước trong sản lượng công nghiệp Tỷ trọng sản lượng hàng sơ khai trong GDP Kiểm định Sargan Kiểm định AR(2) Số tỉnh Số quan sát Nguồn: Tính toán của các tác giả. Ước lượng hệ thống GMM. Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 41 Biên dịch: Kim Chi Hình 1: Dòng vốn vào ròng và năng suất vốn (bình quân giai đoạn 1984-2001) Dòng vốn vào ròng Năng suất biên của vốn Nguồn: Tính toán của các tác giả. 0.28 -0.11 Chương trình Giảng dạy Kinh tế Fulbright Niên khoá 2004-2005 Tài chính phát triển Bài đọc Cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc G. B. Debray & S-J Wei 42 Biên dịch: Kim Chi Tài liệu tham khảo (xem bản tiếng Anh)

Các file đính kèm theo tài liệu này:

  • pdfNhững cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối- Trường hợp của trung quốc.pdf
Tài liệu liên quan