NGHIÊN cứu mối QUAN hệ GIỮA lạm PHÁT và THÂM hụt NGÂN SÁCH ở VIỆT NAM

Phân tích mô hình VAR ..... đ nh nhân qu Granger... mô hình VAR nêu bên trên... Phân tích quan h nhân qu Granger theoă ph ngă phápă Doladoă vƠăLütkepohl 4.2.1.1... Phân tích mô hình VA

B GIÁO D CăVĨă ĨOăT O

-oOo -

NGHIÊN C U M I QUAN H GI A L M PHÁT VÀ

THÂM H T NGÂN SÁCH VI T NAM

Chuyên ngành : Tài chính ậ Ngân hàng

L IăCAMă OAN

Tôi xin cam đoan lu n v n ‘‘NGHIÊN C U M I QUAN H GI A L M

PHÁT VÀ THÂM H T NGÂN SÁCH VI T NAM ’’ălà công trình nghiên c u

th c ti n trong th i gian qua, s li u s d ng là trung th c và có ngu n g c trích d n rõ

L I C Mă N

nghiên c u trong su t th i gian qua

Minh đƣ nhi t tình gi ng d y cho tôi trong su t quá trình tham gia h c t p t i Tr ng,

đ c bi t c m n Cô ậ PGS TS NGUY N TH LIÊN HOA đƣ t n tình ch b o, góp ý

vƠ đ ng viên tôi trong su t quá trình th c hi n lu n v n

Trong quá trình hoàn t t đ tài, m c dù đƣ c g ng tham kh o tài li u, tham kh o

đ c thông tin đóng góp quí báu t Quý Th y, Cô, ng nghi p và các b n

Xin trân tr ng c m n

Tác gi lu n v n

VẪă THANH XUÂN

M C L C

TÓM T T 1

1 CH NG 1: GI I THI U 2

1.1 L i m đ u 2

1.2 M c tiêu nghiên c u 3

1.3 Câu h i nghiên c u 3

1.4 i t ng và ph m vi nghiên c u 3

2 CH NG 2: T NG QUAN CÁC NGHIÊN C U TR C ÂY 4

2.1 T ng quan h c thuy t kinh t Keynes m i 4

2.2 T ng quan đ ng cong Laffer 5

2.3 T ng quan các nghiên c u tr c đơy 7

3 CH NG 3: D LI U VÀ PH NG PHÁP NGHIÊN C U 17

3.1 Ph ng pháp nghiên c u c a Dolado vƠ Lütkepohl (DL) (1996) 17

3.2 Ph ng pháp nghiên c u c a lu n v n 18

3.3 Mô hình nghiên c u 19

3.4 Mô t d li u 19

4 CH NG 4: K T QU NGHIÊN C U 20

4.1 Ki m ch ng các y u t tài chính: Chi tiêu chính ph , cung ti n và l m phát tác đ ng đ n thâm h t ngân sách t i Vi t Nam 20

4.2 K t qu nghiên c u các y u t tác đ ng lên thâm h t ngân sách Vi t Nam 21

4.2.1 Phân tích quan h nhân qu Granger theo ph ng pháp Dolado vƠ Lütkepohl 21 4.2.1.1 Xác đ nh đ tr t i u 21

4.2.1.2 Phân tích mô hình VAR 22

4.2.1.3 Phân tích m i quan h nhân qu Granger theo ti p c n Dolado và Lütkepohl 23 4.2.1.4 Phân tích s n đ nh c a mô hình VAR 24

4.2.2 Ki m đ nh quan h nhân qu Granger truy n th ng 25

4.2.2.1 Ki m đ nh nghi m đ n v 25

4.2.2.2 Ki m đ nh đ ng liên k t 27

4.2.2.3 Ki m đ nh VECM 32

4.2.2.4 Xác đ nh m i quan h ng n h n gi a các bi n nghiên c u 35

4.2.2.5 Ki m tra tính b n v ng trong mô hình VECM 36

4.2.2.6 Ki m đ nh quan h nhân qu Granger 36

4.2.2.7 So sánh k t qu ki m đ nh theo ph ng pháp DL vƠ ph ng pháp Granger truy n th ng 37

5 CH NG 5: T NG K T 39

5.1 K t qu nghiên c u 39

5.2 Ki n ngh gi i pháp 40

5.3 Nh ng h n ch c a lu n v n vƠ h ng nghiên c u ti p theo 41

5.3.1 H n ch c a lu n v n 41

5.3.2 H ng nghiên c u ti p theo 42

TÀI LI U THAM KH O 43

DANH M C T VI T T T

ADF Ph ng pháp ki m đ nh nghi m đ n v theo Augmented

PP Ph ng pháp ki m đ nh nghi m đ n v theo Philips-Perron

VAR Mô hình véc t t h i quy VAR

DANH M C B NG

B ng 4.1: Tóm t t các ch tiêu th ng kê mô t c a các bi n tài chính

B ng 4.3: K t qu phân tích mô hình VAR

B ng 4.4: Phân tích quan h nhân qu Granger theo cách ti p c n DL

TịMăT T

gi đƣ s d ng ph ng pháp c a Dolado và Lütkepohl (DL) (1996) vƠ ph ng pháp

gi a các bi n nghiên c u V i k t qu th c nghi m thu đ c qua các ki m đ nh tính

d ng Unit root test, ki m đ nh nhân qu Granger, ki m đ nh đ ng liên k t

Engle-Granger và Johansen Juselius (1990) cùng mô hình VECM (Vector Error Correction Models) cho th y r ng:

 Phân tích quan h nhân qu d a trên ph ng pháp ti p c n theo DL cho r ng

và không t n t i m i quan h nào gây ra thâm h t ngân sách

 Ki m đ nh quan h Granger truy n th ng cho r ng có m i quan h hai chi u gi a

thâm h t ngân sách và chi tiêu chính ph , và m i quan h m t chi u gi a l m phát và cung ti n tác đ ng đ n chi tiêu chính ph Ngoài ra, k t qu còn cho th y

1 CH NGă1:ăGI I THI U

1.1 L i m đ u

Kinh t Vi t Nam đang ph i đ i m t v i nhi u b t n kinh t k t khi cu c

g n đơy c a kinh t th gi i đƣ lƠm b c l nh ng khi m khuy t c b n c a n n kinh t đang duy trì v i m c tiêu t ng tr ng cao tr c m t mà coi nh s n đ nh lâu dài

T ng tr ng kinh t đƣ liên t c suy gi m, t m c trên 8,2% trong giai đo n 2004 ậ

t ng cao m c hai con s , bình quân kho ng g n 13% trong giai đo n 2007-2012 c

bi t thâm h t ngân sách cao và n công t ng nhanh, do h u qu c a chính sách kích

tr ng nh l m phát cao dai d ng, thâm h t cán cân tài kho n vãng lai l n, t ng tr ng

v n đ không ph i xa l và là m t đ c đi m c a n n kinh t hàng hóa T i m i th i kì

đang đ c quan tâm nghiên c u c a nhi u nhà kinh t Do đó, tác gi đƣ ch n đ tài:

“Nghiên c u m i quan h gi a l m phát và thâm h t ngân sách Vi t Nam” cho

lu n v n c a mình V i m c tiêu nghiên c u là l m phát có ph i là t t c nguyên nhân

gây nên thâm h t ngân sách hay không và y u t chi tiêu chính ph , cung ti n có tác

đ ng nh th nƠo đ n thâm h t ngân sách Vi t Nam

1.2 M c tiêu nghiên c u

 Xác đ nh l m phát, chi tiêu chính ph , cung ti n, y u t nào là nhân t chính tác

đ ng đ n thâm h t ngân sách Vi t Nam

 Tìm hi u m i quan h nhân qu gi a các y u t tài chính: Chi tiêu chính ph ,

l m phát, cung ti n và thâm h t ngân sách Vi t Nam

1.3 Câu h i nghiên c u

gi i thích m c tiêu nghiên c u trên, tác gi đ a ra m t s câu h i nghiên c u sau:

 Chi tiêu chính ph , l m phát, cung ti n có quan h tác đ ng nh th nào đ n

thâm h t ngân sách Vi t Nam?

 Có t n t i m i quan h nhân qu hai chi u tác đ ng gi a các bi n nghiên c u:

Thâm h t ngân sách, chi tiêu chính ph , l m phát, và cung ti n hay không?

1.4 iăt ng và ph m vi nghiên c u

 i t ng nghiên c u: M i quan h gi a chi tiêu chính ph , l m phát, cung ti n

và thâm h t ngân sách Vi t Nam

 Ph m vi nghiên c u: N n kinh t Vi t Nam trong giai đo n 1990 ậ 2012

2 CH NGă2:ăT NG QUAN CÁC NGHIÊN C UăTR Că ÂY 2.1 T ng quan h c thuy t kinh t Keynes m i

n c ngoài tr c ti p, giáp ti p, c u trong n c, m ng l i kinh doanh và phát tri n t t

c đ u gi m m nh K t khi suy thoái kinh t toàn c u n m 2007 vƠ m t cơn đ i kinh

t l n trên th gi i, th t nghi p leo thang, đ i s ng ng i dân b nh h ng nghiêm

đ ng và tích c c c a nhƠ n c trong vi c qu n lý n n kinh t , theo John Maynard

ra ngân sách cho các nhóm gi i pháp kích c u

Theo nhà kinh t h c John Maynard Keynes, s gi m sút t ng c u chính là

chính ph thông qua t ng chi tiêu công đ kích thích nhu c u kinh t và chính sách b o

đ m vi c lƠm đ y đ cho công nhân nh m kh c ph c nh ng khuy t t t c a th tr ng

vƠ t ng c ng qu n lỦ đ duy trì các chu k kinh doanh

n m 1970 sau kh ng ho ng kinh t th gi i vƠ đ c g i là H c thuy t Keynes m i

Kinh t h c Keynes m i d a trên 3 nguyên t c ch y u sau:

- Th nh t, nhu c uă lƠă đ ng l că t ngă tr ng kinh t H c thuy t kinh t

Keynes m i cho r ng chính nhu c u hàng hoá và d ch v c a các doanh

ph s là m t kích thích kinh t gia t ng đ u t xƣ h i thúc đ y t ng

tr ng Chính ph c n ch đ ng t ng chi tiêu công, t ng l ng cho ng i lao

đ ng đ h có thêm thu nh p, kích thích tiêu dùng nhi u h n t o ra thu nh p

l n h n cho n n kinh t

- Th hai, phân ph i công b ng c a c i có vai trò tr ng y uă trongă t ngă

tr ng kinh t Trong đi u ki n và hoàn c nh kinh t khó kh n, nh t là vào

th i k kh ng ho ng kinh t , các nhà kinh t h c Keynes m i cho r ng có

thành th vi c phân ph i c a c i m t cách công b ng tr nên quan tr ng

th chi tiêu nhi u h n còn quan tr ng h n vƠ có tác d ng thúc đ y t ng

tr ng kinh t h n lƠ đ a ra các chính sách thu có l i cho đ i m i công

ngh ho c c p tín d ng u đƣi cho ho t đ ng đ u t vƠ phát tri n

- Th ba, qu n lý chu k kinh doanh ng n h n là m că đíchă tr c tiên

Thay vì chú tr ng các m c tiêu dài h n, h c thuy t kinh t h c Keynes m i

ch tr ng duy trì cơn b ng kinh t ng n h n mi n sao n n kinh t không r i

hƠng đ u c a các chính sách kinh t ki u Keynes m i

2.2 T ngăquanăđ ng cong Laffer

Theo quan đi m kinh t h c tr ng cung, thu có th là công c đ kích thích t ng

tr ng kinh t Th hi n qua quan đi m: t l t ng tr ng kinh t ph thu c vào t l

ti t ki m và s đ t m t m c tích lu c c đ i nh t đ nh Theo đó, thu nh p ti t ki m

đ c s là ngu n l c đ m r ng đ u t vƠ kinh doanh Nh v y, nhƠ n c c n gi m

thu đ t ng thu nh p c a dơn c vƠ doanh nghi p đ lƠm t ng c h i đ u t , t đó kích thích t ng tr ng kinh t

đ c r ng t ng thu M s tác đ ng tiêu c c t i n ng su t xã h i, t c là m t m c

thu su t h p lý, t ng thu t thu s là t i đa

ng cong Laffer

Trong hình, tr c tung mô t t ng thu t thu T, tr c hoành mô t thu su t t

đi m O, m c thu su t lƠ 0% đ c xã h i đ ng tình nh t nh ng Chính ph l i không thu đ c đ ng thu nào Khi chính ph áp d ng m c thu su t t i A‟, t c đ t ng c a

t ng thu thu là cao nh t, t ng thu t thu là TAB, t ng ng v i đi m A trên đ ng

quá đi m E‟, t ng thu thu c a chính ph không nh ng không t ng mƠ còn có xu

h ng gi m m nh do ng i dân ngày càng ph n đ i m nh m i u đó lƠm gia t ng

đ ng thu nào vì ho t đ ng đ u t , s n xu t và kinh doanh c a xã h i b ng ng tr

Do đó, n u mu n t ng tích lu v n và m r ng đ u t , s n xu t và kinh doanh, A.Laffer đ xu t r ng nên bãi b ph ng th c đánh thu lu ti n và làm gi m l i nhu n

c a các công ty

hoá cao khác c ng đƣ áp d ng lý thuy t này

h t ngơn sách t ng cao

2.3 T ng quan các nghiên c uătr căđơy

phân tích m i quan h gi a các bi n b ng cách s d ng d li u nghiên c u trong kho ng th i gian các qu c gia khác nhau và có n n kinh t k thu t khác nhau

 Miller (1983): Tìm th y m i quan h m t chi u cho r ng thâm h t ngân sách

ph ng pháp mô hình VAR ki m đ nh d li u trong kho ng th i gian 1948 ậ 1981, k t

 Shabbir và Ahmed (1994): D a vào d li u n m tƠi chính 1971ậ1972 ậ

thâm h t ngân sách và l m phát K t qu nghiên c u cho th y thâm h t ngân sách có

tác đ ng nh h ng tr c ti p cùng chi u đ n l m phát, ngoài ra tác gi c ng đ a ra

nh n đ nh thâm h t ngơn sách tác đ ng thông qua cung ti n là nh vƠ không đáng k

 Nghiên c u c a tác gi Chaudhary và Ahmad (1995): Tác gi th c hi n

OLS, k t qu phát hi n ra r ng thâm h t ngân sách trong ngu n tài chính c a đ t n c,

đ t bi t là t h th ng ngân hàng d n đ n l m phát trong m t th i gian dài K t qu

cung c p m t m i quan h cùng chi u gi a thâm h t ngân sách và l m phát trong th i

phát, chính ph c n ph i c t gi m ngân sách thâm h t

 Tác gi Hondroyiannis và Papapetrou (1997): Bài nghiên c u c a tác gi

phơn tích tác đ ng tr c ti p và gián ti p c a thâm h t ngơn sách đ i v i l m phát Hy

L p giai đo n 1957 ậ 1993 S d ng ph ng pháp Johansen vƠ Juselius đ phân tích

ki m đ nh đ ng liên k t Tác gi s d ng ki m đ nh Granger đ ki m tra m i quan h

nhân qu gi a thâm h t ngân sách và l m phát B ng ch ng th c nghi m cho th y thâm

h t ngơn sách có tác đ ng gián ti p đ n l m phát Tuy nhiên, h c ng nói r ng s gia

t ng l m phát lƠm t ng thơm h t ngân sách

 Kivilcim (1998): ã phân tích m i quan h lâu dài gi a thâm h t ngân sách

trong l m phát

 Nghiên c u c a tác gi Tanzi (2000): Xem xét m i quan h gi a doanh thu

Ông nói r ng s m t cân b ng này là k t qu c a m i quan h gi a thâm h t ngân sách

và l m phát trong 6 n c Châu Âu: Argentina, Brazil, Mexico, Colombia, Peru,

đƣ góp ph n quan tr ng gây nên y u t l m phát các n n kinh t trong vòng 45 n m

góp ph n vào thâm h t ngân sách

 Cevdet và c ng s (2001): Xem xét m i quan h lâu dài gi a t ng tr ng s n

l ng v i t l l m phát và thâm h t ngân sách Th Nh K trong giai đo n 1970 -

th ng tr c lơu dƠi đ n t l l m phát và khu v c công

 Tác gi Catão và Terrones (2003): Tác gi đƣ nghiên c u h n 107 qu c gia

trong giai đo n 1960 ậ 2001 đƣ ch ra r ng có m t m i quan h tích c c gi a thâm h t

tri n, nh ng không n m trong s n n kinh t có l m phát th p và tiên ti n H nh n

th y r ng n u gi m 1% trong t l thâm h t ngân sách/t ng s n ph m qu c n i (GDP)

th ng làm gi m l m phát dài h n t 1,5% - 6,0%, tùy thu c vào kích th c c a c s

thu l m phát

 Solomon và Wet (2004): ã th c hi n m t nghiên c u nh h ng c a thâm

h t ngân sách và l m phát Tanzania V i vi c thi t l p các quan h nhân qu c a

đáng k đ i v i l m phát Bài nghiên c u c ng k t lu n r ng các n c đang phát tri n

ki m soát hi u qu b i các chính sách tài chính

 Alavirad, A và S Athawale (2005): Trong bài nghiên c u, tác gi đƣ đánh

giá vƠ phơn tích tác đ ng l m phát đ n doanh thu và chi tiêu chính ph n c C ng

quy ARDL vƠ ph ng pháp Phillips-Hansen, đ nghiên c u m i quan h dài h n gi a

các bi n Ngoài ra, tác gi còn s d ng mô hình hi u ch nh sai s đ nghiên c u tác

đ ng c a mô hình trong th i gian ng n Phân tích c a tác gi d a trên chu i d li u

th i gian hƠng n m 1963 ậ 1999 vƠ đƣ k t lu n r ng t l l m phát có xu h ng t ng chi tiêu nhanh h n so v i doanh thu c a chính ph Trong tình hình l m phát c a đ t

n c, đi u này s lƠm t ng thơm h t ngân sách c a chính ph Vi c tài tr cho thâm h t

ngân sách s lƠm t ng cung ti n, d n đ n làm gia t ng l m phát trong n n kinh t

 Agha Khan (2006): Bài vi t này tác gi nghiên c u các m i quan h dài h n

gi a l m phát và ch s tài chính Pakistan, s d ng d li u hƠng n m t n m tƠi chính

1973 đ n n m tƠi chính 2003 Tác gi đƣ dùng ph ng pháp Johansen đ phân tích

đ ng liên k t, các k t qu th c nghi m cho r ng, l m phát trong dài h n không ch liên quan đ n s m t cân b ng tài chính, mà còn nh h ng t i ngu n tài tr cho thâm h t

ngân sách Trong mô hình VECM, k t qu cho th y r ng l m phát b nh h ng b i

ngu n vay h tr ngân sách c a chính ph c ng nh thơm h t ngân sách Các b ng

ch ng th c nghi m cho th y r ng l m phát Pakistan ch y u là do n n kinh t không

b n v ng

 Marco và Andrew (2010): Nghiên c u kh o sát m i quan h gi a thâm h t

cao , vƠ c ng không liên quan t i l m phát cao trong các n m ti p theo i u này ng ý

r ng, thâm h t ngân sách cao không bao gi gây ra l m phát Tác gi đƣ nghiên c u

chính v n ch a x y ra

 Sahan F (2010): Kh o sát m i quan h dài h n gi a thâm h t ngân sách và

là ch s giá tiêu dùng hƠng n m vƠ t l thâm h t ngân sách/GDP K t qu chính t các

nghiên c u th c nghi m cho th y b ng ch ng rõ ràng r ng, thâm h t ngân sách tài tr

qua chính sách ti n t và cung ti n t ng cao có th d n đ n l m phát Các n c phát

tri n không có m i quan h dài h n gi a l m phát và thâm h t ngân sách Ngoài ra, tác

đang phát tri n, tuy nhiên ki m đ nh c a tác gi ch ra, không ph i luôn có m t m i

trình đ phát tri n c a qu c gia vƠ đ c đi m c u trúc c a n n kinh t mƠ n c đó hi n

có Trong khi đó, Th Nh K có m t m i quan h lâu dài gi a l m phát và thâm h t

 Tahir Mukhtar, Muhammad Zakaria (2010): Nghiên c u trên m i quan h

gi a thâm h t ngân sách, cung ti n và l m phát Pakistan S d ng d li u hàng quý

cho giai đo n 1960 ậ 2007 vƠ ph ng pháp nghiên c u Johansen Nghiên c u này ch

ra r ng l m phát Pakistan ch y u là do s gia t ng cung ti n, vì v y không nh

h ng đáng k m i quan h dài h n gi a l m phát và thâm h t ngân sách

 Ahmad Jafari Samimi và Sajad Jamshidbaygi (2011): Nghiên c u m i quan

h gi a thâm h t ngân sách và l m phát, cung ti n Iran S d ng d li u hàng quý

cho giai đo n 1990 ậ 2008, vƠ mô hình đ ng liên k t cho b n bi n nghiên c u: Thâm

quan h hai chi u gi a thâm h t ngân sách và l m phát

 Makochekanwa A., (2011): Nghiên c u tác đ ng c a thâm h t ngơn sách đ i

GDP và l m phát Cùng v i thi t l p các quan h nhân qu gi a thâm h t ngân sách và

l m phát, s d ng k thu t Johansen đ ki m tra đ ng liên k t Tác gi tìm th y m t tác

đ ng cùng chi u gi a thâm h t ngơn sách đ i v i l m phát Zimbabwe

 S.O Oladipo và T.O Akinbobola (2011): Nghiên c u m i quan h gi a

d ng b n bi n nghiên c u g m: l m phát, t giá, t ng s n ph m GDP và thâm h t ngân

k t lu n là không tìm th y m i quan h nhân qu t l m phát sang thâm h t ngân sách, tuy nhiên có m i quan h nhân qu m t chi u gi a thâm h t ngơn sách tác đ ng đ n

l m phát H n n a, k t qu c ng cho th y thâm h t ngân sách nh h ng t i l m phát

tr c ti p và gián ti p thông qua bi n đ ng trong t giá c a n n kinh t Nigeria

 Aviral Tiwari, A.P Tiwari và Bharti Pandey (2012): Nghiên c u m i quan

ph i là t t c nguyên nhân gây ra thâm h t ngân sách Tuy nhiên, k t qu nghiên c u

tr ng đ n thâm h t ngân sách

 Tharaka và Masaru (2012): Ki m tra m i quan h gi a thâm h t ngân sách

VAR, k t qu cho th y có m i quan h nhân qu hai chi u gi a thâm h t ngân sách và

thâm h t ngơn sách, t ng tr ng cung ti n, lãi su t và t giá th c

 Parviz Saeidi và Younes Valizadeh (2012): Nghiên c u nh h ng c a thâm

pháp bình ph ng nh nh t OLS, LS đ c l ng các bi n nghiên c u K t qu cho

B ng 2.1: Tóm t t t ng quan các nghiên c uătr căđơy

D li u hàng

n m, giai

đo n:

1973-1992, 1973-1982, 1982-1992

Ph ng pháp

nghiên c u OLS

Thâm h t ngân sách

d n đ n l m phát trong

th i gian dài K t qu nghiên c u cho th y

m i quan h cùng chi u gi a thâm h t ngân sách và l m phát trong th i k c a

Thâm h t ngân sách có

tác đ ng gián ti p đ n

l m phát Tuy nhiên, tác gi c ng phơn tích

r ng s gia t ng l m phát lƠm t ng thơm h t

doanh thu thu và thâm h t ngân sách

góp ph n quan tr ng gây ra l m phát, và t n

t i m i quan h dài

h n gi a l m phát và thâm h t ngân sách

Cevdet và c ng

s (2001)

M i quan h gi a thâm h t ngân sách,

l m phát và t ng

tr ng s n l ng

Th Nh K

D li u n m, giai đo n

1970 -2000

Ki m đ nh

chu i th i gian

và mô hình VECM

Thâm h t ngân sách không có nh h ng lơu dƠi đ n t l l m

và l m phát 107

qu c gia

D li u n m, giai đo n

1960 ậ 2001

Mô hình phân tích ARDL

Quan h cùng chi u

gi a thâm h t ngân sách và l m phát trong

các nhóm n c đang

phát tri n và l m phát cao

Solomon và

Wet (2004)

nh h ng c a

thâm h t ngân sách lên l m phát t i Tanzania

D li u n m, giai đo n

D li u n m, giai đo n

ph ng pháp

Hansen, và

D li u n m, giai đo n

Macro và

Andrew (2010)

M i quan h gi a thâm h t ngân sách cao và l m phát

các n c công

nghi p phát tri n

D li u n m, giai đo n

1990 ậ 2000

c l ng d

li u b ng

Thâm h t ngân sách cao các n c công

nghi p phát tri n không làm cho l m

l m phát

Sahan F (2010) M i quan h dài

h n gi a thâm h t ngân sách và l m phát các n c EU

và Th Nh K

D li u n m, giai đo n

Trong khi đó, Th Nh

K có m i quan h dài

h n gi a thâm h t ngân sách và l m phát

Tahir Mukhtar

và Muhammad

Zakaria (2010)

M i quan h gi a thâm h t ngân sách, cung ti n và l m phát Pakistan

D li u hàng quý, giai

đo n 1960 ậ

2007

Ph ng pháp

nghiên c u Johansen

D li u hàng quý, giai

Iran giai đo n

l m phát Zimbabwe

và l m phát Nigeria

Không tìm th y m i quan h nhân qu t

l m phát sang thâm

h t ngân sách, tuy nhiên có m i quan h

và l m phát n

đ nh nhân qu

Granger

L m phát không ph i

là t t c nguyên nhân gây ra thâm h t ngân sách Chi tiêu chính

và l m phát Sri Lanka

3 CH NGă3:ăD LI UăVĨăPH NGăPHỄPăNGHIểNăC U

h t ngân sách, chi tiêu chính ph , cung ti n và l m phát, ki m đ nh chu n đ c s

v y, tác gi đƣ d a vào bài nghiên c u c a ba tác gi Aviral Kumar Tiwari, A.P Tiwari

và Bharti Pandey (2012) đ xu t theo ph ng pháp c a Dolado và Lütkepohl (1996)

3.1 Ph ngăphápănghiênăc uăc aăDoladoăvƠăLütkepohl (DL) (1996)

Trong bài nghiên c u c a Dolado và Lütkepohl (DL) đƣ ch ra r ng ki m đ nh Wald dùng đ ki m tra s h n ch h s c a véc t t h i quy VAR có thu c tính ti m

ph ng án đ xu t c l ng mô hình VAR v i s khác bi t là thêm vào m t đ tr đ

tr thƠnh đ tr th c c a mô hình Nghiên c u c a Dolado và Lütkepohl (DL) (1996) xác đ nh c l ng mô hình VAR(p+1) và th c hi n ki m đ nh chu n Wald (F-) đ m

Các k t qu th c nghi m trong nghiên c u c a Dolado và Lütkepohl cho th y

u đi m c a DL lƠ tính toán t ng đ i đ n gi n vƠ không đòi h i ph i ki m tra

ch c ch n chu i d li u có d ng hay h i t sai phân b c 1 Toda và Yamamoto

(1995) đƣ ch ng minh r ng ki m đ nh chu n Wald (F-) đ c dùng đ thi t l p h i t

trong phân ph i cho m t bi n ng u nhiên X2, cho dù chu i x lý d ng ho c không

s h i t là không c n thi t đ th c hi n trong các ki m đ nh DL

Xem xét mô hình VAR (p) d i đơy:

Y(t) = + A1Y(t-1)+ … + ApY(t-p) + (t)

Trong đó: Y(t) , , (t) ~ (0, Ω) là véc t n chi u và Ap là n x n ma t r n c a các tham s cho đ tr p

th c hi n các ki m đ nh DL, mô hình VAR(p+1) bên d i đ c s d ng cho các ki m đ nh c l ng quan h nhơn qu nh sau:

Y(t) = + Â1Y(t-1)+ … + ÂpY(t-p) + Âp+ 1Y(t-p-1) +

Trong đó: ký hi u m trên m i bi n bi u th cho c l ng bình ph ng nh nh t OLS

Th t p c a quá trình gi đ nh là đ c bi t tr c

Vì chi u dƠi đ tr th c s hi m khi xác đ nh đ c trong th c t , nó có th đ c

c tính d a vƠo m t s tiêu chí l a ch n đ tr Trong nghiên c u nƠy, tác gi đƣ s

d ng ph ng pháp xác đ nh đ tr SIC vƠ AIC Y u t th j c a Y(t) không có quan h nhân qu v i y u t th i c a Y(t), n u gi thuy t H0 sau đơy b bác b

H0: Ma tr n Ak t i dòng i, c t j b ng 0, v i k=1,….,p

mô hình VAR nêu bên trên

3.2 Ph ngăphápănghiênăc u c a lu năv n

ph ng pháp ki m đ nh quan h nhân qu Engle ậ Granger truy n th ng đ ki m tra

m i quan h nhân qu theo báo cáo trong phân tích c a Dolado và Lütkepohl (1996)

3.3 Mô hình nghiên c u

ki m đ nh m i quan h tác đ ng qua l i tr c ti p gi a s thay đ i c a thâm

h t ngân sách, chi tiêu chính ph , cung ti n và l m phát, tác gi đƣ s d ng phân tích

tuy n tính mô hình h i quy sau:

Ln(Gross Fiscal Deficit)t= + 1ln(Inflation)t+ 2ln(Money Supply)t+ 3ln(Government Expenditure)t

 Mô t bi n nghiên c u:

o Bi n đ c l p:

 Inflation (L m phát)

 Money Supply (Cung ti n)

 Government Expenditure (Chi tiêu chính ph )

o Bi n ph thu c:

 Gross Fiscal Deficit (T ng thâm h t ngân sách)

Trong nghiên c u này, tác gi đƣ s d ng logarit t nhiên (ln) cho t t c các bi n

đ h n ch t i đa s bi n đ ng trong chu i d li u

3.4 Mô t d li u

D li u s d ng trong bài đ c l y t ngu n T ng c c th ng kê, B Tài chính,

L m phát đ c đo thông qua ch s giá tiêu dùng (CPI) c a t t c các ngành ơy

4 CH NGă4:ăK T QU NGHIÊN C U

4.1 Ki m ch ng các y u t tài chính: Chi tiêu chính ph , cung ti n và l m phát

tácăđ ngăđ n thâm h t ngân sách t i Vi t Nam

Các ch tiêu th ng kê mô t c a các bi n tài chính:

B ng 4.1: Tóm t t các ch tiêu th ng kê mô t c a các bi n tài chính

(Ngu n: tác gi tính toán v i ph n m m Eview)

 K t qu th ng kê mô t cho th y

l ch chu n (S.D) c a cung ti n là cao nh t (1.77) và l m phát có S.D là th p

đ ng c a chu i d li u, do đó h s bi n thiên (C.V) đƣ đ c tác gi tính toán cho th y

r ng C.V c a thâm h t ngân sách là cao nh t, C.V cung ti n cao th hai và C.V c a

l m phát là th p nh t Th ng kê J.B ch ra r ng các bi n thâm h t ngân sách, chi tiêu

p_value là x p x b ng 0 nên bi n l m phát không có phân ph i chu n

4.2 K t qu nghiên c u các y u t tácăđ ng lên thâm h t ngân sách Vi t Nam 4.2.1 Phân tích quan h nhân qu Granger theoă ph ngă phápă Doladoă vƠă

Lütkepohl

4.2.1.1 Xácăđ nhăđ tr t iă u

Tr c khi th c hi n ki m đ nh mô hình VAR theo ph ng pháp c a Dolado và

Lütkepohl, tác gi ph i xác đ nh đ tr t i u d a vào các ch tiêu Akaike (Akaike

tr c c ti u các ch tiêu trên s đ c l a ch n

B ng 4.2 :ă tr t iă uăc a mô hình VAR

Lag LogL LR FPE AIC SC HQ

1 82.56524 138.7862* 3.15e-08* -5.958595* -4.963811* -5.742701*

(Ngu n: tác gi tính toán v i ph n m m Eview)

đ c l a ch n c a các ch tiêu (LR, FPE, HQ)

Theo ph ng pháp nghiên c u c a Dolado và Lütkepohl đ ngh đ tr s đ c xác đ nh lƠ đ tr c a mô hình VAR + 1 Do đó, tác gi ti n hành s d ng đ tr là 2

(1 +1) đ ti n hành phân tích mô hình VAR

kh c ph c tình tr ng các bi n trong mô hình có phân ph i chu n ti m c n

4.2.1.2 Phân tích mô hình VAR

sau:

B ng 4.3: K t qu phân tích mô hình VAR

Vector auto regressive estiamtes Independent

variables (k) Dependent variables

trong n m hi n t i, trong khi đó chi tiêu chính ph và ngu n cung ti n n m tr c có

nh h ng cùng chi u đ n chi tiêu chính ph n m ti p theo i u này cho th y, s gia

t ng trong cung ti n và chi tiêu chính ph trong n m nay s lƠm t ng đáng k chi tiêu

ng c chi u đ n chi tiêu chính ph hi n t i, có ngh a lƠ l m phát trong n m t s làm

n m t+2 Và cung ti n n m tr c c ng b tác đ ng cùng chi u đ n ngu n cung ti n c a

n m hi n hành

4.2.1.3 Phân tích m i quan h nhân qu Granger theo ti p c n Dolado và Lütkepohl

Tác gi ti n hành phân tích quan h nhân qu Granger cho mô hình VAR theo

4.4 nh sau:

B ng 4.4: Phân tích quan h nhân qu Granger theo cách ti p c n DL

VAR granger causality (modified wald test/ X2)

Independent variables Dependent variables

ngân sách

4.2.1.4 Phân tích s năđ nh c a mô hình VAR

k t qu c a mô hình VAR theo b ng 4.4 có giá tr , tác gi ti n hành phân tích

s n đ nh mô hình VAR, n u mô hình có g c n m ngoƠi vòng tròn đ n v , báo cáo k t

qu c a b ng 4.4 s không có giá tr

B ng 4.5: Phân tích s năđ nh c a mô hình VAR

Roots of Characteristic Polynomial Endogenous variables: LFD LGE LINF LMS Exogenous variables: C

Lag specification: 1 2 Date: 08/08/13 Time: 16:21 Root Modulus 0.990021 0.990021 0.442400 - 0.499324i 0.667115 0.442400 + 0.499324i 0.667115 -7.48e-05 - 0.492846i 0.492846 -7.48e-05 + 0.492846i 0.492846 0.490165 0.490165 -0.062029 - 0.045591i 0.076981

-0.062029 + 0.045591i 0.076981

No root lies outside the unit circle

VAR satisfies the stability condition

(Ngu n: tác gi t tính toán b ng ph n m m Eview)

 K t lu n:

Trong k t qu trên, không có g c nào n m ngoƠi vòng tròn đ n v , do đó, tình

nhân qu Granger có giá tr

4.2.2 Ki măđ nh quan h nhân qu Granger truy n th ng

b c đ u tiên là ph i ki m đ nh thu c tính d ng c a các bi n d li u

4.2.2.1 Ki măđ nh nghi măđ năv

l ng kinh t th ng hay bi n đ ng Nên chu i d li u th ng có nghi m đ n v (t c

phơn tích thông th ng (ch ng h n nh k thu t OLS) s không còn chính xác và h p

lỦ Do đó, k t qu c a mô hình s d n đ n ắt ng quan gi ” K t qu các lo i h i quy

này s d n đ n các ki m đ nh th ng kê nh t, F, R2 s b l ch Nói m t cách khác, h i

hoƠn toƠn không có Ủ ngh a Vì v y, tr c khi xây d ng và phân tích mô hình c n ph i

ki m đ nh tính d ng c a các chu i th i gian, bài nghiên c u d a vào ki m

đ nh ADF (Augmented Dickey ậ Fuller) truy n th ng Ki m đ nh PP (Phillips ậ Perron) c ng đ c tham kh o đ t ng thêm tính chính xác đ i v i k t lu n v tính d ng

c a các chu i tr trong ki m đ nh ADF đ c l a ch n d a trên ch tiêu SIC (Schwarz Information Criterion) vƠ đ tr trong ki m đ nh PP d a vào tiêu chí m c

đ nh Newey ậ West theo ph ng pháp c a Bartlett kernel

B ng 4.6: Ki măđ nh nghi măđ năv

o D a vào tiêu chu n ADF đ c áp d ng, ta th y logarit c s t nhiên c a

bi n l m phát INF là d li u d ng bi n ch n Cung ti n MS là chu i

d ng ch n và xu th Các bi n thâm h t ngân sách FD, chi tiêu chính

ph GE, là chu i không d ng vì |t-statistic| nh h n |t | m i m c ý ngh a 1%, 5% vƠ 10% Do đó, tác gi tính toán l y sai phân b c m t cho

bi n thâm h t ngân sách FD, chi tiêu chính ph GE, và k t qu là 2 bi n này d ng sai phân b c 1

 Theo ph ng pháp ki m đ nh tính d ng PP

o i v i ph ng pháp ki m đ nh tính d ng PP, tác gi th y r ng logarit c

s t nhiên c a bi n thâm h t ngân sách FD, l m phát INF và cung ti n

MS đ u là chu i d li u d ng bi n ch n và có xu th Riêng chi tiêu

phân b c m t cho c hai cách ch n và ch n xu th K t qu cho th y bi n chi tiêu chính ph GE là chu i d li u d ng sai phân b c m t

4.2.2.2 Ki măđ nhăđ ng liên k t

hai ph ng pháp sau :

 Ph ngăphápăEngle ậ Granger

ki m đ nh đ ng tích h p theo ph ng pháp Engle-Granger: tr c tiên tác gi

c l ng mô hình h i quy ban đ u v i bi n thâm h t ngân sách là bi n ph thu c Các

bi n chi tiêu chính ph , l m phát và cung ti n M2 là bi n đ c l p K t qu thu đ c

ph n d S d ng tiêu chu n ADF đ ki m tra tính d ng cho ph n d K t qu ki m

đ nh đ c cho ra b ng 4.7 Theo k t qu cho th y ph n d thu đ c t hàm h i quy

có tính d ng (|t-statistic| l n h n |t | m c Ủ ngh a 1%, 5%, 10%), có ngh a lƠ gi a

vào mô hình h i quy t n t i m i quan h trong dài h n

Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.568789 0.0017

Test critical values: 1% level -3.769597

5% level -3.004861 10% level -2.642242

*MacKinnon (1996) one-sided p-values

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(E)

Method: Least Squares

Date: 08/08/13 Time: 15:34

Sample (adjusted): 1991 2012

Included observations: 22 after adjustments

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

E(-1) -0.983860 0.215344 -4.568789 0.0002

C -0.020192 0.076600 -0.263603 0.7948 R-squared 0.510689 Mean dependent var -0.016725

Adjusted R-squared 0.486224 S.D dependent var 0.501222

S.E of regression 0.359267 Akaike info criterion 0.877004

Sum squared resid 2.581450 Schwarz criterion 0.976190

Log likelihood -7.647046 Hannan-Quinn criter 0.900369

F-statistic 20.87383 Durbin-Watson stat 1.803866

Prob(F-statistic) 0.000186

(Ngu n: Tác gi t tính toán b ng ph n m m Eviews)

 Ki măđ nh Johansen

Tác gi s d ng ph ng pháp Johansen vƠ Juselius (1990) d a vƠo c l ng

k t

ti n hƠnh phơn tích véc t đ ng liên k t, đ u tiên tác gi th c hi n l a ch n

mô hình T ng t m i chu i th i gian, có th d ng sai phân ho c d ng xu th , trong

đó có th có xu th xác đ nh và xu th ng u nhiên Vì v y, các ph ng trình đ ng liên

mô hình đ u tiên và mô hình th n m ít khi đ c s d ng tr khi m t lo i ki m đ nh nƠo đó ch ra r ng b t k m t mô hình nƠo c ng có th s d ng đ phơn tích Do đó,

c u c a mình Vì trong mô hình này, giá tr c a tiêu chí SIC là t i thi u

no trend)

None (Intercept &

no trend)

Linear (Intercept &

no trend)

Linear (Intercept &

trend)

Quadratic (Intercept & trend)

(Ngu n: Tác gi t tính toán b ng ph n m m Eviews)

Sau khi đƣ th c hi n l a ch n mô hình, tác gi s d ng đ tr là 1 và mô hình 3

Giá tr riêng

c a ma tr n (Eigenvalue)

Giá tr Trace (Trace Statistic)

Giá tr t i

h n (Critical Value)

R<=2 R=3 0.218683 6.299003 15.49471 0.6602

(*) Bác b gi thuy t H0 (Không t n t i véc t đ ng liên k t) m c Ủ ngh a 5%

Ki măđ nh giá tr riêng c căđ i c a ma tr n (Maximum Eigenvalue)

(*) Bác b gi thuy t H0 (Không t n t i véc t đ ng liên k t) m c Ủ ngh a 5%

(Ngu n: Tác gi t tính toán b ng ph n m m Eviews)

 K t qu

Ki m đ nh Johansen cho th y có t n t i m t véc t đ ng liên k t m c Ủ ngh a 5%, có ngh a lƠ t n t i m i quan h dài h n gi a bi n ph thu c thâm h t ngân sách

v i các bi n đ c l p là chi tiêu chính ph , l m phát và cung ti n M2

D a trên c l ng đ ng liên k t trong ki m đ nh Johansen, tác gi có hàm h i

quy bi u di n m i quan h dài h n c a bi n s thâm h t ngân sách v i chi tiêu chính

Ln(FD) = -43.41242 + 4.951751Ln(GE) + 7.637612Ln(Inf) - 4.668340Ln(MS) (1.84639) (1.85457) (1.16294) [2.68186] [4.11827] [-4.01424]

Giá tr trong ngo c tròn là sai s chu n, giá tr trong ngo c vuông là giá tr th ng kê t

 Ki măđ nh gi thuy t v ýăngh aăcácăh s h i quy trong mô hình

Xét giá tr tuy t đ i c a th ng kê t t ng ng v i 1 là 2.68186 l n h n giá tr

tuy t đ i t-critical nên bác b gi thuy t H0, ngh a lƠ v i m c Ủ ngh a =5%, t n t i

kh n ng 1 ≠ 0 t c là thâm h t ngân sách có quan h tuy n tính v i chi tiêu chính ph

o Ki măđ nh h s h iăquyă 2

Gi thuy t H0: 2 = 0 (Thâm h t ngân sách không quan h tuy n tính v i l m phát)

Gi thuy t H1: 2≠ 0 (Thơm h t ngân sách có quan h tuy n tính v i l m phát)

C ng v i m c Ủ ngh a = 5%, giá tr tuy t đ i c a th ng kê t t ng ng v i 2 là 4.11827 l n h n giá tr tuy t đ i t- critical nên bác b gi thuy t H0, ngh a lƠ v i m c ý ngh a = 5%, t n t i kh n ng 2 ≠ 0 t c là thâm h t ngân sách có quan h tuy n tính

v i l m phát

o Ki măđ nh gi thuy tă 3

Gi thuy t H0: 3 = 0 (Thâm h t ngân sách không nh h ng t i cung ti n)

Gi thuy t H1: 3≠ 0 (Thơm h t ngân sách có nh h ng t i cung ti n)

C ng v i m c Ủ ngh a = 5%, giá tr tuy t đ i c a th ng kê t t ng ng v i 3 là 4.01424 l n h n giá tr tuy t đ i t- critical nên bác b gi thuy t H0, ngh a lƠ v i m c ý ngh a = 5%, t n t i kh n ng 3 ≠ 0 t c là thâm h t ngân sách có quan h tuy n tính

v i cung ti n

 Gi i thích k t qu ki măđ nh

- Chi tiêu chính ph : Nhìn chung, chi tiêu chính ph t ng s lƠm t ng thơm h t

v n t ng ngay c khi t ng doanh thu thu là do thi u ki m soát, qu n lý ch t ch

NgoƠi ra, Egeli (2000) c ng nói r ng gia t ng chi tiêu công c ng c ng lƠm gia

t ng thơm h t ngân sách Nguyên nhân chính là các chính sách sai l m c a

Chính ph nh lƠ vay n đ tài tr cho thâm h t Vì v y, v i k t qu ki m đ nh

c a tác gi phù h p v i l p lu n lý thuy t, c th n u chi tiêu chính ph t ng

- L m phát: L m phát t ng s lƠm t ng lƣi su t danh ngh a i u này d n đ n làm

gia t ng thơm h t ngân sách Theo hi u ng Fisher, t l lãi su t danh ngh a bao

g m t l lãi su t th c t và t l l m phát k v ng N u t ng l m phát k v ng,

s lƠm t ng lƣi su t danh ngh a đi u này d n đ n t l tr lãi cho các kho n n

đó lƠm t ng thơm h t ngân sách Theo k t qu ki m đ nh mô hình c a tác gi ,

- Ngu n cung ti n M2: Theo nghiên c u c a Dahan (1998) cho r ng, trong ng n

d n đ n doanh thu t thu có th gi m, gây ra s gia t ng thơm h t ngân sách

Bên c nh đó, m t chính sách th t ch t ti n t , c ng làm cho lãi su t t ng lên, vƠ

nh l p lu n trên, d n đ n gia t ng n gây ra thâm h t ngân sách t ng cao V i

k t qu ki m đ nh c a tác gi cho th y r ng, n u ngu n cung ti n M2 gi m (t ng) 1% so v i GDP thì làm cho thâm h t ngơn sách t ng (gi m) 4,67% so v i

4.2.2.3 Ki măđ nh VECM

d i đơy cho th y k t qu c a ki m đ nh VECM nh sau:

B ng 4.10: Ki măđ nh VECM

Vector Error Correction Estimates

Date: 08/12/13 Time: 00:33

Sample (adjusted): 1992 2012

Included observations: 21 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq: CointEq1

LFD(-1) 1.000000 LGE(-1) -4.951751

(1.84639) [ 2.68186]

LINF(-1) -7.637612

(1.85457) [ 4.11827]

LMS(-1) 4.668340

(1.16294) [-4.01424]

C 43.41242 Error Correction: D(LFD) D(LGE) D(LINF) D(LMS) CointEq1 -0.066767 -0.040857 -0.052906 -0.016091

(0.09679) (0.00677) (0.02548) (0.01699) [-0.68981] [-6.03203] [-2.07660] [-0.94684] D(LFD(-1)) -0.572002 -0.056694 0.072986 0.036534

(0.27996) (0.01959) (0.07369) (0.04916) [-2.04317] [-2.89382] [ 0.99043] [ 0.74324] D(LGE(-1)) 1.832213 0.331529 -0.309360 -0.229683

(1.26183) (0.08830) (0.33214) (0.22155) [ 1.45203] [ 3.75449] [-0.93141] [-1.03669] D(LINF(-1)) -0.680892 0.104337 0.033107 -0.108624

(0.75250) (0.05266) (0.19807) (0.13212) [-0.90484] [ 1.98136] [ 0.16714] [-0.82213] D(LMS(-1)) -0.650715 0.117722 -0.168322 -0.009458

(1.69716) (0.11877) (0.44673) (0.29799) [-0.38341] [ 0.99120] [-0.37679] [-0.03174]

C 0.194555 0.105576 0.138047 0.301597

(0.59318) (0.04151) (0.15614) (0.10415) [ 0.32799] [ 2.54337] [ 0.88413] [ 2.89576] R-squared 0.456790 0.963592 0.401789 0.183448 Adj R-squared 0.275720 0.951456 0.202386 -0.088737 Sum sq resids 3.097683 0.015170 0.214626 0.095498 S.E equation 0.454436 0.031801 0.119618 0.079790 F-statistic 2.522722 79.39931 2.014955 0.673984 Log likelihood -9.702094 46.14851 18.32779 26.83064