(Luận văn) mối quan hệ giữa lạm phát và thâm hụt ngân sách tại việt nam

t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH ng hi - - ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al Nguyễn Hồ Chí Trung n va ll fu MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ THÂM HỤT NGÂN SÁCH TẠI VIỆT NAM oi m at nh z z jm ht vb k LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om l.c gm an Lu n va ey t re TP.HỒ CHÍ MINH – NĂM 2016 t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HỒ CHÍ MINH ng hi - - ep w n Nguyễn Hồ Chí Trung lo ad ju y th yi MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ pl n ua al THÂM HỤT NGÂN SÁCH TẠI VIỆT NAM n va Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng ll fu oi m Mã số: 60340201 at nh z LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ z k jm ht vb l.c gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS DIỆP GIA LUẬT om an Lu n va ey t re TP.HỒ CHÍ MINH – NĂM 2016 LỜI CAM ĐOAN t to ng Tôi xin cam đoan cơng trình nghiên cứu riêng hướng dẫn hi ep khoa học TS Diệp Gia Luật Các nội dung nghiên cứu, kết đề tài trung thực chưa cơng bố hình thức trước Những số liệu w n bảng biểu phục vụ cho việc phân tích, nhận xét, đánh giá tác lo ad giả thu thập từ nguồn khác có ghi rõ phần tài liệu tham khảo y th Ngoài ra, luận văn sử dụng số nhận xét, đánh số liệu ju tác giả khác, quan tổ chức khác có trích dẫn thích nguồn gốc yi pl Nếu phát có gian lận tơi xin hồn tồn chịu trách nhiệm nội n ua al dung luận văn n va ll fu TP Hồ Chí Minh, ngày 23 tháng 11 năm 2016 m oi Học viên at nh z z vb k jm ht Nguyễn Hồ Chí Trung om l.c gm an Lu n va ey t re MỤC LỤC t to TRANG PHỤ BÌA ng hi LỜI CAM ĐOAN ep DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT DANH MỤC BẢNG w n DANH MỤC BIỂU ĐỒ lo ad CHƯƠNG I: y th MỞ ĐẦU Lý thực đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng nghiên cứu phạm vi thu thập liệu .2 1.4 Phương pháp nghiêncứu 1.5 Những đóng góp luận văn 1.6 Kết cấu luận văn 1.7 Dự báo kết nghiên cứu ju 1.1 yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh CHƯƠNG II z TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ MỐI QUAN HỆ LẠM PHÁT, THÂM HỤT NGÂN SÁCH VÀ CÁC CHỈ SỐ KINH TẾ VĨ MÔ z ht vb jm 2.1 Tổng quan lý thuyết k 2.1.1 Mối quan hệ lạm phát, thâm hụt ngân sách vớicung tiền độ mở thương mại l.c gm 2.1.2 Mối quan hệ lạm phát thâm hụt ngân sách om 2.2 Các nghiên cứu trước liên quan vấn đề nghiên cứu 10 an Lu 2.2.1 Các nghiên cứu mối quan hệ lạm phát với cung tiền độ mở thương mại 10 ey MƠ HÌNH VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 15 t re CHƯƠNG III n 2.2.3 Các nghiên cứu mối quan hệ lạm phát thâm hụt ngân sách 12 va 2.2.2 Các nghiên cứu mối quan hệ thâm hụt với độ mở thương mại 11 3.1 Quy trình nghiên cứu .15 t to 3.2 Mô hình nghiên cứu 15 ng 3.2.1 Đặc điểm kỹ thuật 15 hi ep 3.2.2 Vấn đề nhận dạng Hệ phương trình tác động đồng thời 17 3.3 Dữ liệu đo lường biến 21 w 3.4 Phương pháp nghiên cứu 22 n lo 3.4.1 Kiểm định tình nội sinh Phương pháp Durbin – Wu Hausman .22 ad y th 3.4.2 Xây dựng hệ phương trình tác động đồng thời 23 ju 3.4.3 Phương pháp bình phương tối thiểu gián tiếp (ILS) 24 yi pl CHƯƠNG IV ua al KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 28 n 4.1 Tổng quát tình hình lạm phát thâm hụt ngân sách Việt Nam giai đoạn 1985 - 2016 .28 n va Lạm phát Việt Nam giai đoạn 1985 - 2016 28 4.1.2 Thâm hụt ngân sách Việt Nam giai đoạn 1985 – 2016 .35 4.1.3 Nhận định tình hình lạm phát thâm hụt ngân sách Việt Nam .42 ll fu 4.1.1 oi m nh at 4.2 Kết kiểm định 43 z 4.2.1 Kết tham số kiểm định phương trình dạng rút gọn 43 z ht vb 4.2.2 Kết tham số kiểm định phương trình cấu trúc 44 jm 4.3 Thảo luận kết kiểm định .45 k 4.3.1 Mối quan hệ lạm phát, thâm hụt ngân sách với cung tiền độ mở thương mại Việt Nam 45 l.c gm 4.3.2 Mối quan hệ thâm hụt ngân sách lạm phát Việt Nam 46 om CHƯƠNG V an Lu KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH 48 ey 5.2 Gợi ý sách 49 t re 5.1.2 Mối quan hệ lạm phát thâm hụt ngân sách 48 n 5.1.1 Mối quan hệ lạm phát, thâm hụt ngân sách với cung tiền độ mở thương mại 48 va 5.1 Kết luận 48 5.2.1 Kiểm soát thâm hụt ngân sách Việt Nam 49 t to 5.2.2 Kiểm soát cung tiền 51 ng 5.2.3 Kiểm soát độ mở thương mại 52 hi ep KẾT LUẬN 54 TÀI LIỆU THAM KHẢO w n PHỤC LỤC lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CÁC CHỮ VIẾT TẮT t to ng hi 2SLS: Phương pháp Bình phương tối thiểu hai giai đoạn ep ADB: Ngân hàng phát triển Châu Á w n BD: Thâm hụt ngân sách lo ad DWH: Kiểm định nội sinh Durbin – Wu Hausman y th GDP: Tổng sản phẩn quốc nội ju yi GSO: Tổng cục thống kê Việt Nam pl ua al IF: Tỷ lệ lạm phát n ILS: Phương pháp Bình phương tối thiểu gián tiếp n ll fu oi m M: Mức cung tiền va IMF: Quỹ tiền tệ Quốc tế at SEM: Hệ phương trình tác động đồng thời nh OLS: Phương pháp Bình phương tối thiểu chuẩn tắt z k jm ht vb WB: Ngân hàng giới z TO: Độ mở thương mại om l.c gm an Lu n va ey t re t to DANH MỤC BẢNG Bảng 3-1: Cơng thức tính tham số tác động hệ phương trình đồng thời 19 ng hi Bảng 3-2: Tổng kết trường hợp nhận dạng phương pháp ước lượng cho mơ ep hình SEM .20 w Bảng 3-3: Mô tả liệu nghiên cứu : .21 n lo ad Bảng 4-4: Tổng hợp tham số phương trình dạng rút gọn 43 ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re DANH MỤC BIỂU ĐỒ t to Biểu đồ 4-1: Tình hình lạm phát Việt Nam giai đoạn 1989 – 2016 (% năm) 29 ng hi ep Biểu đồ 4-2: Tình hình thâm hụt ngân sách Việt Nam giai đoạn 1985 – 2016 (% GDP) 35 w n Biểu đồ 4-3: Tình hình vay nợ nước ngồi Chính phủ Việt Nam giai đoạn lo ad 1990 – 2013 41 ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re CHƯƠNG I: t to ng MỞ ĐẦU hi ep 1.1 Lý thực đề tài w Việt Nam, tên khơng cịn xa lạ nhà đầu tư nước ngoài, diễn n lo đàn kinh tế hội nhập giới, kinh tế phát triển với thành ad y th tựu đáng khích lệ sau 30 năm Đổi mới, trở thành môi trường ju thu hút nhà đầu tư – kinh doanh đứng đầu Bên cạnh thành tựu đáng yi khích lệ, tồn nhiều khó khăn thử thách kinh tế Việt Nam, pl ua al tỷ lệ lạm phát cao diễn biến bất ổn, nợ công tăng cao, tình trạng thâm hụt ngân n sách dai dẳn, cạnh tranh gây gắc từ yếu tố nước ngồi, lãng phí nguồn n va lực xã hội đặc biệt khu vực sử dụng vốn Nhà nước, môi trường tự nhiên bị tàn ll fu phá Trong tình trạng lạm phát xem số kinh tế vĩ mô quan trọng oi m bậc nhất, tác động đến hầu hết tất mặt, lĩnh vực kinh tế - xã hội Dưới nh góc độ nghiên cứu Tài Công, nhận thấy tầm quan trọng việc xác định at mối quan hệ lạm phát thâm hụt ngân sách; mối quan hệ thâm hụt ngân z z sách, lạm phát với biến kinh tế vĩ mơ quan trọng Việt Nam Đó lý tác vb ht giả thực nghiên cứu đề tài mối quan hệ lạm phát thâm hụt ngân sách k jm Việt Nam Từ đó, bổ sung thêm nghiên cứu thực nghiệm sở biện luận gm tượng kinh tế diễn nước Hơn nữa, từ kết nghiên cứu đưa l.c dự báo gợi ý sách nhằm quản lý tốt tình trạng lạm phát, ey vĩ mô khác Việt Nam giai đoạn 1985 - 2016 Để đạt mục tiêu nghiên t re hai chiều lạm phát với thâm hụt ngân sách, với số kinh tế n Mục tiêu nghiên cứu luận văn tìm mối quan hệ tương quan đồng thời va 1.2 Mục tiêu nghiên cứu an Lu tới om thâm hụt ngân sách, cải thiện môi trường kinh tế vĩ mô Việt Nam thời gian 55 Để khắc phục hạn chế nêu trên, khai thác sâu rộng triệt để t to mơ hình ước lượng hệ phương trình tác động đồng thời (SEM) Hướng nghiên ng cứu cho nghiên cứusau gia tăng thêm biến nội sinh, ngoại hi ep sinh mơ tăng trưởng, lãi suất, tỷ giá, biến độ trễ lạm phát thâm hụt ngân sách…Mở rộng thêm nghiên cứu với phương w pháp tối ưu hơn, chẳng hạn phương pháp bình phương tối thiểu hai giai đoạn n lo ad - 2SLS ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re t to TÀI LIỆU THAM KHẢO ng hi ep Danh mục tài liệu nước Chỉ thị 21-CT/TW ngày 21 tháng 12 năm 2012 Ban Chấp hành Trung Ương việc đẩy mạnh thực hành tiết kiệm, chống lãng phí w Chỉ thị 30/CT-TTg ngày 26 tháng 11 năm 2012 Thủ tướng Chính phủ n lo việc tăng cường thực hành tiết kiệm, chống lãng phí ad y th Nguyễn Thị Thu Hằng & Nguyễn Đức Thành, 2010 Các yếu tố kinh tế vĩ ju mô lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000 – 2010: Bằng chứng nghiên yi cứu VEPR pl ua al Sử Đình Thành, 2012 Thâm hụt Ngân sách Lạm phát: Minh chứng thực n nghiệm Việt Nam Tạp chí Phát triển Kinh tế,số 259, 5/2012 va n Danh mục tài liệu nước Alessandro Cologni and Matteo Manera, 2005 Oil Prices, Inflation and ll fu m oi Interest Rates in a Structural Cointegrated VAR Model for the G-7 at nh Countries ELSEVIER,30: 856-888 Alfred V Guender and Sharon McCaw, 1999 The Inflationary Bias in a z z Model of the Open Economy Journal of Economic Literature,E5 F4 vb 2016 Data Vietnam k jm ht ADB (Asian Development Bank), Asian Development Outlook 2000, 2009, l.c gm Bijan B Aghevli Mohsin S Khan, 1978 Government Deficits and the Inflationary Process in Developing Countrie IMF Economic Review, 25: om 383 Quarterly Journal of Economics,Vol.CVIII, Issue an Lu David Romer, 1993 Openness and Inflation: Theory and Evidence The ey 09 ASEAN Economic Bulletin,29: 1-44 t re Huu Minh Nguyen, 2012 The determinants of Inflation in Vietnam, 2001- n Inflation FIW Working Paper,10 va Harald Badinger, (2008) Globalization, the Output-inflation trandeoff and IMF (International Monetart Fun) 2015, Dữ liệu quốc giaViệt Nam, Thư viện t to điện tử http://data.imf.org/?sk=85b51b5a-b74f-473a-be16-49f1786949b3 ng [Ngày truy cập: 10 tháng năm 2016] hi ep Jeffrey A Frankel and David Romer, 1999 Does Trade Cause Growth? The American.Economic Review,89: 379-390 w n 10 John A.Taton, 1985 Two views of the effect of government budget deficits lo ad in the 1980s Federal Reserve Bank of ST Louis (Octorber-1985) y th 11 Kenneth Holden and David A.Peel, 1979 The relationship between prices ju and money supply in Latin American The review of economics and yi pl statistics, 61: 446-450 ua al 12 Kivilcim Metin, 1998 The Relationship between Inflation and the Budget n Deficit in Turkey Journal of Business & Economic Statistics, 16: 412-422 va n 13 M Solomon and W A de Wet, 2004 The Effect of a Budget Deficit on fu ll Inflation: The Case of Tanzania SAJEMS NS,7.No1 (2004) m oi 14 M Golam Mortaza, 2006 Sources of Inflation in Bangladesh: Recent at nh Macroeconomic Experience Research Economist, Policy Analysis Unit Research Department Bangladesh Bank – WP 0704 z z 15 Majeed Ali Hussain & Afaf Abdull J.Saaed, 2014 The Relationship between vb jm ht Budget Deficits and Macroeconomics variables in United Arab Emirates: An Empirical investigation Journal of Emerging Trends in Economics and k l.c gm Management Sciences, 5:449-456 16 Mbutor O Mbutor, 2013 Inflation in Nigeria: How much is the function of om money? Journal of economics and International Finance,6: 21 – 27 an Lu 17 Muzafar Shah Habibullah e.t, 2011 Budget Deficits and Inflation in Thirteen Asian Developing Countries International Journal of Business and Social ey t re Inflation CEPR n 18 Natalie Chen et,2004 Competition, Globalization and the Decline of va Science, Vol No 19 O.Cevdet Akcay et, 1996 Budget Deficit, Money Supply and Inflation: t to Evidence from Low and High Frequency Data for Turkey Boaziỗi ng University Department of Economics Research Papers,ISS/EC-1996-12 hi ep 20 Osekhebhen Eigbiremolen & Johnson Ezema, 2015 Dymamics of Budget deficit and Macroeconomic fundamentals: further evidence from Nigeria w n International Journal of Academic Research in Business and Social lo ad Sciences,Vol.5, No.5 y th 21 Pieter Korteweg, 1980, Exchange-rate policy, monetary policy, and real ju exchang-rate variability Essays in international finance,No.140, yi pl 22 Ramkishen S Rajan, 2002, Trade liberalization and poverty: revisiting the ua al age-old debate Economic and Political Weekly, 2002 – JSTOR n 23 Robert Geske and Richard Roll, 1983 The Fiscal and Monetary Linkage va n Between Stock Returns and Inflation The Journal of Finance, 38: – 33 fu ll 24 Robert J.Barro, 1989 The Ricardian Approach to Budget deficits The m oi Journal of Economic Perspectives, 3: 37-54 at nh 25 Shalabh, IIT Kanpur.“Econometrics - Chapter 17 - Simultaneous Equations Models” z z 26 Tahir Mukhtar, 2010 Does trade openness reduce inflation? Empirical vb jm ht evidence from Pakistan The Lahore Journal of Economics,15: 35-50 27 Thomas Baunsgaard and Michael Keen, 2005 Tax Revenue and (or?) Trade k l.c gm Liberalization IMF Working Paper, WP/05/112 28 Vincent N Ezeabasili et, 2012 An Empirical Analysis of Fiscal Deficits and om Inflation in Nigeria International Business and Management,4:105-120 an Lu 29 Vuyyuri Srivyal & Seshaiah S.Venkata, 2004 Budget deficits and other macroeconomic variables in India Applied Econometrics and International va Bank 2015, Dữ liệu quốc gia Việt Nam năm 2016] ey [Ngày truy cập 09 tháng t re 30 World n Development,Vol.4-1(2004) 31 Yan-Ki Ho, 1982 A trivariate stochastíc model for examining the cause of t to inflation in a small open economy: Hong Kong The Developing Economies ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re PHỤC LỤC t to PHỤ LỤC 1: Mơ hình Hệ phương trình tác động đồng thời ng hi ep Việc phân loại biến nội sinh ngoại sinh quan trọng cách để ước tính xác tham số tác động, lý số lượng biến nội sinh w số phương trình độc lập hệ phương trình.Có thể nhận thấy, mục đích n lo cuối Hệ phương trình tác động đồng thời giải vấn đề sai số µ ad tương quan với sai số ε y th ju Giả sử có G biến phụ thuộc đồng thời (biến nội sinh) từ y1, y2,…, yG K biến yi pl xác định trước (biến ngoại sinh) x1, x2,…xK Với mẫu số bao gồm n quan sát ua al cho biến (bao gồm nội sinh ngoại sinh), ta có G phương trình cấu trúc n liên kết với biến số tạo thành mơ hình hệ phương trình hoàn chỉnh n va ll fu 𝛽11 𝑦1𝑡 + 𝛽12 𝑦2𝑡 + ⋯ 𝛽1𝐺 𝑦𝐺𝑡 + 𝛾11 𝑥1𝑡 + 𝛾12 𝑥2𝑡 + ⋯ + 𝛾1𝐾 𝑥𝐾𝑡 = 𝜀1𝑡 𝛽21 𝑦1𝑡 + 𝛽22 𝑦2𝑡 + ⋯ 𝛽2𝐺 𝑦𝐺𝑡 + 𝛾21 𝑥1𝑡 + 𝛾22 𝑥2𝑡 + ⋯ + 𝛾2𝐾 𝑥𝐾𝑡 = 𝜀2𝑡 ⋮ 𝛽𝐺1 𝑦1𝑡 + 𝛽𝐺2 𝑦2𝑡 + ⋯ 𝛽𝐺𝐺 𝑦𝐺𝑡 + 𝛾𝐺1 𝑥1𝑡 + 𝛾𝐺2 𝑥2𝑡 + ⋯ + 𝛾𝐺𝐾 𝑥𝐾𝑡 = 𝜀𝐺𝑡 oi m at nh z Những phương trình viết dạng ma trận: z ⋯ 𝛾1𝐾 𝑥1𝑡 𝜀1𝑡 𝜀2𝑡 ⋯ 𝛾2𝐾 𝑥2𝑡 ][ ⋮ ] = [ ⋮ ] ⋱ ⋮ 𝜀𝐺𝑡 … 𝛾𝐾𝐾 𝑥𝐾𝑡 𝑆: 𝐵𝑦𝑡 + ∁𝑥𝑡 = 𝜀𝑡 , 𝑣ớ𝑖 𝑡 = 1,2, … 𝑛 om l.c gm Hoặc dạng rút gọn: k 𝛾12 𝛾22 ⋮ 𝛾𝐾2 jm ⋯ 𝛽1𝐺 𝑦1𝑡 𝛾11 𝛾 ⋯ 𝛽2𝐺 𝑦2𝑡 ] [ ⋮ ] + [ 21 ⋮ ⋱ ⋮ 𝑦 𝛾𝐾1 𝐺𝑡 … 𝛽𝐺𝐺 ht 𝛽12 𝛽22 ⋮ 𝛽𝐺2 vb 𝛽11 𝛽 [ 21 ⋮ 𝛽𝐺1 an Lu Với B ma trận (G x G) tham số tác động chưa xác định biến ey t re vector (G x 1) sai số cấu trúc n x K) tham số cấu trúc, xt vector (K x 1) K biến ngoại sinh ɛt va ngoại sinh, yt vector (n x 1) quan sát G biến nội sinh, ∁ ma trận (G Cách biến đổi, ma trận B ma trận không suy biến, nên ta có ma trận t to nghịch đảo B B-1 : ng hi 𝐵−1 𝐵𝑦𝑡 + 𝐵−1 ∁𝑥𝑡 = 𝐵−1 𝜀𝑡 ep 𝑦𝑡 = 𝜋𝑥𝑡 + 𝑣𝑡 Hoặc , 𝑣ớ𝑖 𝑡 = 1,2, … , 𝑛 w n Đây hệ phương trình dạng rút gọn với 𝜋 = 𝐵−1 ∁ ma trận tham số dạng lo ad rút gọn 𝑣𝑡 = 𝐵−1 𝜀𝑡 vector sai số dạng rút gọn y th ju Mối quan hệ dạng cấu trúc miêu tả tương tác diễn bên mơ hình yi Bên cạnh đó, mối quan hệ dạng rút gọn, biến nội sinh (các biến phụ pl ua al thuộc) trình bày giống kết hợp tuyến tính với biến ngoại sinh (các n biến xác định) Đây khác biệt mối quan hệ dạng cấu trúc dạng va rút gọn n fu ll Gỉa sử có vài tham số = = 1, phương trình tính quán, việc m oi xác định S sau: nh 𝑣ớ𝑖 𝑡 = 1,2, … 𝑛 at 𝐵𝑦𝑡 + ∁𝑥𝑡 = 𝜀𝑡 , z z ht vb Các hạn chế loại đưa vào mơ hình, giả sử ta có GΔ biến nội sinh k (K - K*) biến ngoại sinh có tham số = jm K* biến ngoại sinh S có tham số khác 0, hiệu (G - GΔ) biến nội sinh gm l.c Tương tự trên, hàng ma trận ∁ viết lại thành (𝛾∗ 0) Như om ∁, phần tử K* nhận giá trị 1, (K – K*) nhận giá trị an Lu Phương trình mơ hình viết lại sau: n va 𝛽11 𝑦1𝑡 + 𝛽12 𝑦2𝑡 + ⋯ 𝛽1𝐺∆ 𝑦𝐺∆ 𝑡 + 𝛾11 𝑥1𝑡 + 𝛾12 𝑥2𝑡 + ⋯ + 𝛾1𝐾∗ 𝑥𝐾∗𝑡 = 𝜀1𝑡 0)𝑥𝑡 = 𝜀1𝑡 , 𝑡 = 1, 2, … , 𝑛 ey 0)𝑦𝑡 + (𝛾∗ t re Hoặc (𝛽∆ Giả sử phương trình mơ tả hành vi cụ thể biến, ta có 𝛽11 = t to Nếu 𝛽11 ≠ ta phải chia phương trình cho 𝛽11 tham số y11 trở ng thành hi ep Như phương trình mơ hình trở thành: w 𝑦1𝑡 + 𝛽12 𝑦2𝑡 + ⋯ 𝛽1𝐺∆ 𝑦𝐺∆𝑡 + 𝛾11 𝑥1𝑡 + 𝛾12 𝑥2𝑡 + ⋯ + 𝛾1𝐾∗ 𝑥𝐾∗𝑡 = 𝜀1𝑡 n lo ad Bây mối quan hệ với tham số dạng rút gọn là: ju y th 𝜋 = −𝐵−1 ∁ yi pl Hoặc 𝐵𝜋 = −∁ ua al 0)𝜋 = −(𝛾∗ 𝜋∆∗∗ 𝜋∆∆∗∗ ) n ll fu ∆∆ va 𝜋∆∗ Với 𝜋 = (𝜋 ∗ 0) n Hoặc (𝛽∆ m oi Cụ thể 𝜋∆∗ (GΔ x K*), 𝜋∆∗∗ (GΔ x K**), 𝜋∆∆∗ (GΔΔx K*) 𝜋∆∆∗∗ nh (GΔΔ x K**) với GΔΔ = G – GΔ K** = K – K* at z om an Lu (ii) n va 𝛽∆ 𝜋∆∗∗ = −0∗∗ (i) l.c  𝛽∆ 𝜋∆∗ = −𝛾∗ 0∗∗ ) gm ∆∆ 𝜋∆∗∗ 𝜋∆∆∗∗ ) = −(𝛾∗ k 𝜋 ∗ 0∆∆ ) (𝜋 ∆ ∗ 0∗∗ ) jm Hoặc (𝛽∆ 0∆∆ )𝜋 = −(𝛾∗ 0) ht (𝛽∆ 0)𝜋 = −(𝛾∗ vb (𝛽∆ z Sau đó, trình bày lại sau: ey 𝛽∆ tìm thấy từ (ii) Như vậy, khả xác định S nằm xác t re Giả sử biêt 𝜋 Khi cơng thức (i) phương án để tính tốn 𝛾∗ định 𝛽∆ Trong phần tử GΔ 𝛽∆ , có tham số = 1, cịn lại t to (GΔ – 1) phần từ khơng biết 𝛽∆ ng hi Ghi rằng: ep 𝛽∆ = (1, 𝛽12 , … , 𝛽1𝐺∆ ) w n Như lo ad yi Hoặc ju y th 𝛽∆ 𝜋∆∗∗ = 0∗∗ pl 𝛽)𝜋∆∗∗ = 0∗∗ ua al (1 n Vì phần tử (GΔ – 1) 𝛽∆ xác định cách n va ll fu 𝑟𝑎𝑛𝑘 (𝜋∆∗∗ ) = 𝐺∆ – oi m 𝛽0 nhận dạng khi: nh at 𝑟𝑎𝑛𝑘 (𝜋∆∗∗ ) = 𝐺∆ – z z Đây điều kiện hạng dùng để xác định tham số tác động vb k jm ht phương trình S Đây điều kiện cần đủ mơ hình SEM l.c gm PHỤ LỤC 2: Ước lượng hệ phương trình tác động đồng thời om Sau nhận dạng hệ phương trình thành cơng, xác định số lượng phương an Lu trình cấu trúc phương trình dạng rút gọn, ta xác định số hệ phương trình số ẩn số tham số cần tìm Đối với hệ phương trình nhận dạng xác nêu ey t re K = GΔ + K * - n squares – ILS) dùng để ước lượng tham số Cụ thể khi: va trên, có Phương pháp bình phương tối thiểu gián tiếp (Indirect least Bước 1: Áp dụng phương pháp bình phương tối thiểu thông thường (Ordinary least t to squares – OLS) cho phương trình dạng rút gọn, ta có ma trận tham số ng dạng rút gọn hi ep Bước 2: Tìm cơng thức tốn học thể mối quan hệ tham số phương w trình dạng rút gọn dạng cấu trúc Từ suy tham số phương trình n lo dạng cấu trúc ad ju y th Mô hình dạng cấu trúc thời điểm t có dạng: yi 𝐵𝑦𝑡 + ∁𝑥𝑡 = 𝜀𝑡 ; 𝑡 = 1,2, … , 𝑛 pl ua al Với yt = (y1t, y2t, …, yGt)’ xt= (x1, x2,…, xGt)’ n Sếp chồng tất n phương trình, ta thu mơ hình dạng cấu trúc sau n va ll fu 𝐵𝑌 + ∁𝑋 = Φ m oi Với Y ma trận (n xG), X ma trận (n x K) Φ ma trận (n x K) nh at Phương trình dạng rút gọn hình thành từ việc nhân thêm B-1 phía trước z vế phương trình cấu trúc: z om l.c gm 𝜋 = −𝐵−1 ∁ 𝑉 = 𝐵−1 Φ k Trong jm 𝑌 = 𝜋𝑋 + 𝑉 ht vb 𝐵−1 𝐵𝑌 + 𝐵−1 ∁𝑋 = 𝐵−1 Φ Áp dụng OLS cho phương trình dạng rút gọn, bước an Lu quy trình thực phương pháp ILS để xác định tham số phương trình n va dạng rút gọn, cơng thức xác định tham số phương trình rút gọn sau: ey t re 𝜋 ^ = (𝑋 ′ 𝑋)−1 𝑋′𝑌 𝑦 = 𝑌1 𝛽 + 𝑋1 𝛾 + 𝜀 Với y vector (n x 1) n quan sát lên biến phụ thuộc (nội sinh), Y1 ma t to trận (n x (G∆ - 1) quan sát G1 biến nội sinh tại, X1 ma trận (n ng x K*) quan sát K* biến xác định (ngoại sinh) phương trình hi ep ɛ vector (n x 1) sai số cấu trúc w n 𝑋1 ) (−𝛽) = 𝜀 −𝛾 𝑌1 (𝑦1 lo ad ju y th 𝜋𝐵 = −∁ 𝛾 𝜋 (−𝛽 ) = ( ) 0 yi pl Hoặc ua al n Thay 𝜋 𝜋 ^ = (𝑋 ′ 𝑋)−1 𝑋′𝑌 tính giá trị 𝛽 𝛾 Sử dụng mô va n hình ILS để dự đốn giá trị b c 𝛽 𝛾 giải: ll fu oi m 𝑐 𝜋 (−𝑏) = ( ) 0 ^ at nh z Hoặc z 𝑐 (𝑋 ′ 𝑋)−1 𝑋′𝑌 (−𝑏) = ( ) 0 k jm ht vb  n va 𝑐 𝑋 ′ 𝑦1 − 𝑋 ′ 𝑌1 𝑏 = 𝑋′𝑋 ( ) an Lu  om 𝑐 𝑌2 ) (−𝑏) = ( ) 0 l.c 𝑌1 gm (𝑋 ′ 𝑋)−1 𝑋 ′ (𝑦1 t re Khi 𝑋 = (𝑋1 𝑋2 ) ey  (𝑋1′ 𝑌1 )𝑏 + (𝑋1′ 𝑋1 )𝑐 = 𝑋1′ 𝑦1 (𝑖) (𝑋2′ 𝑌1 )𝑏 + (𝑋2′ 𝑋1 )𝑐 = 𝑋2′ 𝑦1 (𝑖𝑖) t to ng Các phương trình (i) (ii) K phương trình với (G∆ + K* - 1) ẩn số Giải phương hi trình (i) (ii) để tìm tham số bình phương tối thiểu gián tiếp cho 𝛽 𝛾 ep Trong trường hợp nhận dạng mức, sử dụng phương pháp Bình phương w tối thiểu hai giai đoạn (Two stage least squares – 2SLS) n lo ad Chú ý cách lựa chọn biến nội sinh, ngoại sinh đơn vị tính Để thuận tiện trọng ju y th việc ước lượng giải thích biến, biến ngoại sinh phải đơn vị tính (đơn vị yi tiền tệ hay tỷ lệ phần trăm) để dễ dàng xác định tham số tác động pl phương trình dạng cấu trúc thơng qua cơng thức tốn học n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re t to PHỤ LỤC 3: Kiểm định tính nội sinh biến lạm phát Phương pháp Durbin – Wu Hausman ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re t to PHỤC LỤC 4: Kiểm định tính nội sinh biến thâm hụt ngân sách Phương pháp Durbin – Wu Hausman ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re t to PHỤ LỤC 5: Hồi quy phương trình rút gọn phương pháp OLS với biến phụ thuộc lạm phát ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl ua al n PHỤ LỤC 6: Hồi quy phương trình rút gọn phương pháp OLS với biến phụ thuộc thâm hụt ngân sách n va ll fu oi m at nh z z k jm ht vb om l.c gm an Lu n va ey t re