Bài đọc - Những cạm bẫy của một hệ thống tài chính do nhà nước chi phối: Trường hợp của Trung Quốc

ngân sách trong vùng. Chuỗi số liệu chu kỳ kinh tế của tỉnh, y, được tạo ra bằng cách áp dụng phương pháp sàng lọc Hodrick và Prescott (HP) cho chuỗi số liệu GDP địa phương.19 Biến số ngân sách, F, là tỷ số giữa tiêu dùng của chính phủ địa phương trên GDP địa phương. Số dư eSit và eIit từ phương trình (2a) và (2b) lần lượt được sử dụng để tính mối tương quan mới giữa tiết kiệm và đầu tư. 18 Một số tỉnh tạo thành một tỷ phần đáng kể trong tiết kiệm và đầu tư quốc gia. Do đó, chúng tôi sử dụng phần còn lại của quốc gia thay cho các giá trị tổng tiết kiệm và đầu tư quốc gia để tránh làm biến dạng mối tương quan theo chiều hướng tăng lên. 19 Chúng tôi sử dụng log(GDP tỉnh) sàng lọc theo HP (100) trừ đi log(GDP quốc gia) sàng lọc theo HP(100). 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 13 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh Bảng 4a trình bày các kết quả. Mối tương quan bình quân giữa đầu tư và tiết kiệm giảm từ 0,53 còn 0,19 sau khi kiểm soát các cú sốc quốc gia trong giai đoạn tiền cải cách và giảm từ 0,53 còn 0,34 trong giai đoạn cải cách (dòng 2, bảng 4a). Khi các yếu tố cụ thể theo vùng cũng được kiểm soát, mối tương quan giảm thêm nữa, lần lượt chỉ còn 0,14 và 0,21 trong giai đoạn tiền cải cách và cải cách (dòng 3, bảng 4a). Tuy nhiên, sự gia tăng tương quan từ thập niên 80 đến thập niên 90, được trình bày trong kiểm định vô điều kiện trong bảng 3, vẫn tiếp tục duy trì ngay sau khi kiểm soát các cú sốc quốc gia và các cú sốc cụ thể theo vùng (các cú sốc về chu kỳ kinh tế và ngân sách) đối với tiết kiệm và đầu tư địa phương. Như trình bày trong dòng 3 bảng 4a, mối tương quan đầu tư-tiết kiệm địa phương là 0,04 trong thập niên 80 (cột 4, dòng 3), nhưng tăng đến 0,43 trong thập niên 90 (cột 5, dòng 3). Như vậy, vẫn còn một vấn đề rắc rối: xem ra tình trạng manh mún thị trường vốn lại càng tệ hại hơn. Để kiểm soát sự thiên lệch khả dĩ về tính đồng thời trong các yếu tố hồi qui, chúng tôi đưa vào mô hình các giá trị trễ một năm của các biến cụ thể theo vùng trong phương trình 2a và 2b. Như trình bày trong dòng 4 bảng 4a, việc sử dụng các giá trị trễ thay cho các giá trị đương thời dẫn đến những kết quả hết sức tương tự. Cuối cùng, nhằm mục đích so sánh, cột 7 và 8 trình bày các kết quả do Iwamoto và van Wincoop tìm thấy đối với các quận của Nhật Bản và các quốc gia OECD. Đối với các quận Nhật Bản, các mối tương quan trở nên không có ý nghĩa thống kê một khi các biến số quốc gia và vùng được giữ không đổi (cột 7, dòng 3). Ngược lại, mối tương quan giữa các nền kinh tế OECD được lập điều kiện dựa trên các yếu tố toàn cầu và quốc gia là 0,28 (cột 8, dòng 3). Cuối cùng, chúng tôi tìm hiểu tác động biên của tiết kiệm địa phương đối với đầu tư địa phương, nghĩa là, một đơn vị tiết kiệm địa phương tăng thêm sẽ đóng góp bao nhiêu cho đầu tư địa phương. Để làm điều này, chúng tôi chạy hồi qui tỷ lệ đầu tư của tỉnh theo tỷ lệ tiết kiệm địa phương và trình bày giá trị ước lượng hệ số tỷ lệ tiết kiệm trong bảng 4b. Các kết quả cũng tương tự với những kết quả trước đây sử dụng mối tương quan đầu tư-tiết kiệm. Hệ số tiết kiệm địa phương có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê đáng kể thậm chí khi đã kiểm soát các yếu tố quốc gia và vùng. Có sự gia tăng hệ số tiết kiệm trong thập niên 90. Do đó, không có bằng chứng gì cho thấy sự cải thiện mức độ hội nhập thị trường vốn. D. Sự lưu chuyển vốn trong khu vực ngân hàng Vì khu vực tài chính của Trung Quốc bị chi phối bởi các ngân hàng, kết quả kiểm định FH sử dụng số liệu tiền gửi và cho vay của ngân hàng có thể chứa đựng nhiều thông tin. Chuyển giao nội bộ ngân hàng và chuyển giao giữa các ngân hàng bị hạn chế trong thời kỳ kế hoạch tín dụng và gia tăng tầm quan trọng thập niên 90 cùng với cải cách ngân hàng nhằm trao cho các ngân hàng sự tự chủ và trách nhiệm tài chính nhiều hơn. Do đó, kiểm định mức ý nghĩa mối tương quan tiền gửi và cho vay có thể mang lại một mảng bằng chứng khác về mức độ lưu chuyển vốn trong phạm vi Trung Quốc. Bảng 5 trình bày kết quả của việc áp dụng cùng một phương pháp luận như trên đối với số liệu tiền gửi và cho vay tại các tỉnh thành Trung Quốc cũng như tại các quốc gia thành viên OECD nhằm mục đích so sánh. Mối tương quan vô điều kiện là 0,66 trong thập niên 80 và 0,50 trong thập niên 90, tương tự như tương quan giữa các quốc gia thành viên OECD, lần lượt là 0,63 và 0,62 trong thập niên 80 và 90. Khi chúng tôi kiểm soát xu hướng quốc gia, mối tương quan bình quân trong phạm vi 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 14 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh Trung Quốc giảm từ 0,66 còn 0,30 trong thập niên 80, và tăng nhẹ trong thập niên 90. Điều này cho thấy rằng tầm quan trọng của cấu phần quốc gia trong thập niên 80 đã giảm khi bước sang thập niên 90. Quả thật, các cuộc cải cách được thực hiện trong thập niên 90 trao cho ngân hàng nhiều sự tự chủ hơn đã làm giảm tầm quan trọng của việc lập kế hoạch trung ương. Qua so sánh, chúng ta thấy cấu phần toàn cầu của các quốc gia thành viên OECD gần như không có tác động đối với mối tương quan. Cuối cùng, khi các yếu tố quốc gia và toàn cầu được kiểm soát, mối tương quan giữa tiền gửi và cho vay gia tăng theo thời gian, từ 0,44 trong giai đoạn 1978-89 lên đến 0,58 trong giai đoạn 1990-2001 (dòng 3, cột 1 và 2 trong bảng 5). Sự gia tăng này có ý nghĩa thống kê (cột 3, dòng 3 trong bảng 5), cho thấy tình trạng giảm sút lưu thông vốn trong khu vực ngân hàng trong thập niên 90. Nhìn chung, phát hiện về mối tương quan đồng biến (dương) và có ý nghĩa sau khi kiểm soát các yếu tố quốc gia và các cú sốc cụ thể theo vùng cho thấy rằng: vẫn có những rào cản đáng kể đối với sự lưu thông vốn trong phạm vi đất nước Trung Quốc. Vì vậy, chiều hướng dòng chảy vốn trong phạm vi Trung Quốc vẫn gần giống với sự di chuyển vốn quốc tế hơn so với sự lưu chuyển vốn nội bộ quốc gia mà người ta có thể nhận thấy tại những quốc gia không có rào cản lưu chuyển vốn trong nước (như Nhật Bản). Hơn nữa, chúng tôi phát hiện thấy sự gia tăng đáng kể mối tương quan đầu tư-tiết kiệm tương ứng với sự giảm sút lưu chuyển vốn trong thập niên 90. Kết quả sau này nhất quán với những phát hiện về tình trạng sa sút trong phân bổ vốn trong thập niên 90 (tìm đọc Cull và Xu, 2000, Park và Sehrt 2001). Điều này cũng nhất quán với kết quả về sự gia tăng phân tán suất sinh lợi biên của vốn mà Tan và Zhang (2003) từng nhận thấy. IV. Có sự chia xẻ rủi ro hữu hiệu trong tiêu dùng? Trong phần này, ta chuyển sang xem xét một khía cạnh khác của sự hội nhập vốn nội địa, tập trung vào khía cạnh tiêu dùng (so với khía cạnh đầu tư được thảo luận trong phần trên), ấy là, thị trường vốn nội địa Trung Quốc cho phép có sự chia xẻ rủi ro đến mức nào trong tiêu dùng giữa các vùng khác nhau. A. Ý tưởng cơ bản Căn cứ theo tư liệu nghiên cứu về chia xẻ rủi ro quốc tế (tìm đọc tài liệu tham khảo của Obstfeld, 1994), trong một thế giới hoàn toàn hội nhập, thông qua sự tập hợp rủi ro, các cá nhân có thể được bảo hiểm trước tình trạng không chắc chắn về thu nhập của mình. Ứng với giả định về một thị trường tài sản hoàn chỉnh và sự lưu thông vốn hoàn hảo, những thay đổi về tiêu dùng của hộ gia đình sẽ tương ứng một-một với những thay đổi tiêu dùng của cả nước khi không có những biến động đặc ứng về sở thích hay các sai số đo lường. Hơn nữa, những khác biệt trong thay đổi tiêu dùng giữa các hộ gia đình sẽ không tương quan với những thay đổi trong nguồn lực hộ gia đình. Dựa trên ý tưởng này, người ta có thể xây dựng một đại lượng khác đo lường sự hội nhập thị trường vốn.20 Biết rằng giả định về sự lưu thông vốn hoàn hảo và sự hoàn chỉnh của thị trường thì không sát với thực tế, người ta sẽ không kỳ vọng tìm thấy tính chất chặt chẽ hoàn hảo trong sự tiến triển của tiêu dùng trên đầu người giữa các quốc gia. Ta sẽ quan sát thấy một giả thuyết hợp lý hơn, ứng với sự lưu chuyển 20 Tìm đọc điều tra tư liệu về chia xẻ rủi ro trong tài liệu của Crucini và Hess (2000). 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 15 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh vốn quốc tế và sự tinh xảo về tài chính tăng dần, sự liền lạc chặt chẽ của những thay đổi về tiêu dùng tăng dần và tính biến động tiêu dùng giảm dần.21 Căn cứ theo những bằng chức thực nghiệm tìm thấy trong tư liệu, so với sự tương quan tiêu dùng giữa các quốc gia thành viên OECD, tiêu dùng trong phạm vi các quốc gia thành viên OECD có tương quan cao hơn, do mức độ hội nhập tài chính cao hơn.22 Kết luận chung của tư liệu về nội bộ quốc gia là: sự chia xẻ rủi ro trong phạm vi nội bộ quốc gia mạnh hơn nhiều so với sự chia xẻ rủi ro quốc tế. Phần này được tổ chức như sau: Trước tiên chúng tôi trình bày kiểm định vô điều kiện về chia xẻ rủi ro nhằm mô tả xem việc tiêu dùng được thu xếp ổn thoả thuận tiện (giảm biến động) đến mức nào giữa các tỉnh thành Trung Quốc. Sau đó, chúng tôi áp dụng khung phân tích do Obstfeld (1994) đề xuất, cho phép kiểm định sự chia xẻ rủi ro ngay cả với một thị trường tài sản không hoàn chỉnh.23 B. Kiểm định vô điều kiện về chia xẻ rủi ro Bảng 6 trình bày các mối tương quan của tỷ lệ tăng trưởng tiêu dùng trên đầu người của tỉnh với tỷ lệ tăng trưởng tiêu dùng trên đầu người của phần còn lại của đất nước, và mối tương quan giữa tỷ lệ tăng trưởng GDP trên đầu người của tỉnh với tỷ lệ tăng trưởng GDP trên đầu người của phần còn lại của đất nước.24 Toàn bộ số liệu được biểu thị theo giá trị thực, sử dụng giá năm 1978 và theo chênh lệch logarit (hay sai phân bậc một của logarit). Như trong phần trên đây, mối tương quan giữa các tỉnh thành Trung Quốc được tính cho giai đoạn tiền cải cách (1952-1977), giai đoạn cải cách (978-2001) và hai giai đoạn nhỏ trong thời kỳ cải cách (1978-1989 và 1990-2001). Nhằm mục đích so sánh, chúng tôi cũng tính toán và trình bày số liệu tương ứng cho các quốc gia thành viên OECD. Các mối tương quan tiêu dùng giữa các tỉnh thành Trung Quốc bình quân lần lượt là 0,62 và 0,54 trong giai đoạn tiền cải cách và cải cách. So ra, các số liệu tương ứng của các quốc gia thành viên OECD đều thấp hơn, ở mức 0,35 trong cả hai thời kỳ (bảng 6, dòng 4). Các mối tương quan tiêu dùng trong nội bộ quốc gia tìm thấy trong tư liệu thực nghiệm về chia xẻ rủi ro được trình bày trong bảng 7. Các tỷ lệ tăng trưởng tiêu dùng trên đầu người địa phương trong nội bộ Trung Quốc tương quan với nhau nhiều hơn so với trong phạm vi các quốc gia thành viên OECD như Hoa Kỳ (tương quan 0,31 hay 0,40 như trình bày trong bảng 7), hay Nhật Bản (tương quan 0,46, cũng được trình bày trong bảng 7). Như vậy, có phần nào hơi ngạc nhiên, các tỷ lệ tăng trưởng tiêu dùng trên đầu người trong nội bộ Trung Quốc tương quan với nhau 21 Ví dụ, Obstfeld (1994) lưu ý rằng trong các quốc gia G7 giai đoạn từ 1951 đến 1988, tiêu dùng nội địa có xu hướng trở nên tương quan chặt chẽ hơn với tiêu dùng thế giới. 22 Tư liệu về chia xẻ rủi ro trong nội bộ quốc gia đã sử dụng số liệu khu vực trong phạm vi Canada (Crucini (1999) và Bayoumi và McDonald (1995)), Nhật Bản (van Wincoop (1995)) và Hoa Kỳ (Atkeson và Bayoumi (1993), Crucini (1999), Hess và Shin (1997), Asdrubali, Sorensen, và Yosha (1996)). 23 Sau cùng, những kiểm định dựa trên tiêu dùng mà không giả định tính hoàn chỉnh của thị trường tài sản mang lại một khung khổ sát thực tế hơn để đánh giá mức độ hội nhập tài chính trên cơ sở các dự đoán lý thuyết về chia xẻ rủi ro. 24 Chuỗi số liệu về tiêu dùng là GDP được lấy từ cơ sở dữ liệu Nghiên cứu Tiếp thị Trung Quốc A11 năm 2001 (xem phụ lực mô tả chi tiết về số liệu). Một số tỉnh tạo thành một tỷ phần đáng kể sản lượng quốc gia. Do đó, chúng tôi sử dụng phần còn lại của quốc gia thay cho các giá trị tổng của quốc gia (nghĩa là chúng tôi loại phần đơn giản của tỉnh ra) để tránh làm biến dạng mối tương quan của mẫu theo chiều hướng tăng lên. 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 16 Biên dịch: Kim Chi Hiệu đính: Tự Anh nhiều hơn so với bất kỳ một mẫu quốc tế hay nội bộ quốc gia nào của các quốc gia thành viên OECD, nơi mà ta biết có sự hội nhập cao. Tuy nhiên, thật là sai lầm nếu ta đi đến kết luận rằng mức độ chia xẻ rủi ro trong nội bộ Trung Quốc cao hơn so với trong nội bộ Hoa Kỳ chỉ dựa vào bằng chứng này mà thôi. Quả thật, mức độ tương quan tiêu dùng cao có thể phản ánh tương quan sản lượng địa phương cao, cùng với mối quan hệ chặt chẽ giữa các tỷ lệ tăng trưởng tiêu dùng và sản lượng. Như trình bày trong dòng thứ hai bảng 6, các tỷ lệ tăng trưởng sản lượng địa phương ở Trung Quốc tương quan với nhau khá cao. Các hệ số tương quan bằng 0,8 trong giai đoạn tiền cải cách và 0,65 trong giai đoạn cải cách. Hơn nữa, những giá trị ước lượng này cao hơn so với các quốc gia thành viên OECD (dòng 5, bảng 6) hay của các vùng trong nội bộ Nhật Bản hay Hoa Kỳ (cột 3, bảng 7). Như vậy, chúng ta cần biểu thị mối tương quan tỷ lệ tăng trưởng tiêu dùng so với những chuyển biến đồng thời tương ứng của GDP. Chúng ta làm điều này thông qua chia tương quan của tỷ lệ tăng trưởng tiêu dùng địa phương cho tương quan của tỷ lệ tăng trưởng sản lượng địa phương (dòng 3 và 6 trong bảng 6). Vì các tỷ lệ tăng trưởng tiêu dùng địa phương tương quan với nhau ít hơn so với tỷ lệ tăng trưởng GDP địa phương trong giai đoạn tiền cải cách, cho nên tỷ số này thấp hơn một đơn vị một cách đáng kể về mặt thống kê, trong khi trong giai đoạn cải cách thì không như vậy. So ra, tỷ số tương ứng đối với các quốc gia thành viên OECD lại không khác 1 một cách đáng kể trong giai đoạn 1960-1977 và giai đoạn 1978-1999 (dòng 6, bảng 6). Các cột 3 và 6 bảng 6 trình bày kiểm định có trị trung bình khác nhau về sự thay đổi tương quan giữa các giai đoạn tiền cải cách và cải cách, cũng như giữa thập niên 80 và 90. Cả hai mối tương quan tiêu dùng và sản lượng đếu giảm từ giai đoạn tiền cải cách sang giai đoạn cải cách, như thể hiện qua dấu âm và có ý nghĩa của sự biến thiên (lần lượt là -0,080 và -0,148). Vì mối tương quan sản lượng giảm nhiều hơn, cho nên mối tương quan tiêu dùng tương đối tăng lên (tăng thêm 0,054, cột 3), nhưng sự thay đổi này không khác không về mặt thống kê. Ngoài ra, khi ta chia giai đoạn cải cách ra làm hai giai đoạn nhỏ, thập niên 80 và thập niên 90, có một chiều hướng khá ngạc nhiên xuất hiện (bảng 6, cột 4 và 5). Mối tương quan tiêu dùng giảm rõ rệt (từ 0,70 còn 0,21) 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. Q