Mô hình điều chỉnh như sau:
∆lnRYPCt = α0 + α1,s∑1s=0∆lnRYPCit-s + α2,s∑1s=0∆lnFDIYit-s +
α3,s∑1s=0∆lnEXDYit-s + α4,s∑1s=0∆lnGDIYit-s + α5,s∑1s=0∆lnTDSEit-s + ECTt-1+ it (4)
Kết quả hồi quy mô hình hiệu chính sai số ECM với một bước trễ được trình bày trong bảng 4.11
Bảng 4.11 Hồi quy mô hình ECM một bước trễ
BIẾN HỆ SỐ SAI SỐ CHUẨN THỐNG KÊ T Prob. D(LRYPC(-1)) 0.441423 0.202522 2.179632 0.0469** D(FDIY) 0.235040 0.153216 1.534040 0.1473 D(FDIY(-1)) -0.003392 0.049267 -0.068856 0.9461 D(LEXDY) 0.339770 0.124688 2.724974 0.0164* D(LEXDY(-1)) 0.067072 0.156011 0.429916 0.6738 D(LGDIY) 0.188823 0.123091 1.534008 0.1473 D(LGDIY(-1)) 0.031051 0.105078 0.295508 0.7719 D(LTDSE) -0.155359 0.140959 -1.102154 0.2890 D(LTDSE(-1)) -0.344704 0.136486 -2.525564 0.0242** ECTt-1(-1) -0.947827 0.258553 -3.665889 0.0025*** C -0.018160 0.042535 -0.426948 0.6759
R-squared 0.809002 Mean dependent var 0.050628 Adjusted R-squared 0.672574 S.D. dependent var 0.326960 S.E. of regression 0.18709 Akaike info criterion -0.214269 Sum squared resid 0.490039 Schwarz criterion 0.322036 Log likelihood 13.67836 Hannan-Quinn criter. -0.065521 F-statistic 5.929906 Durbin-Watson stat 2.274493
Prob(F-statistic) 0.001478
***, **, * thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10% (Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Eview 6.0)
Kết quả ECM cho thấy các hệ số tương quan ước lượng của các biến trong mô hình hiệu chỉnh sai số, nó thể hiện mối quan hệđộng trong ngắn hạn giữa các các biến nợnước ngoài với tăng trưởng kinh tế. Kết luận về các hệ số tương quan
54
thể hiện xu hướng và tốc độ hiệu chỉnh hướng tới cân bằng dài hạn. Nó có thể là
dương hoặc âm và có ý nghĩa hay không có ý nghĩa thống kê.
Mô hình hồi quy cho thấy hệ số xác định R2 = 0.809002 cho biết các biến trong mô hình giải thích được 80.90% sự biến động của tăng trưởng kinh tế bởi tác
động của chính nó, ngoài ra còn chịu ảnh hưởng của biến nợnước ngoài trên GDP, nợ phải trả trên xuất khẩu, còn lại 19.1% được giải thích bởi các nhân tố khác ngoài mô hình.
Hệ số Durbin Watson = 2.27 thỏa điều kiện 1 < DW < 3 cho thấy mô hình không có dấu hiệu xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tựtương quan). Đồng thời qua chỉ số kiểm nghiệm F có thể thấy hệ số hồi quy F= 5.929906với mức ý nghĩa
0.001478 <= 1%, do đó mô hình này là phù hợp.
Trong ngắn hạn, biến tăng trưởng kinh tế nhận được sựđồng thuận từ chính giá trị quá khứ của nó hay nói cách khác nó chịu tác động bởi chính nó ởđộ trễ một kỳ. Nghĩa là một sự tăng lên của tăng trưởng kinh tế ở thời điểm hiện tại có thể được giải thích bởi quá trình tăng lên của tăng trưởng thu nhập bình quân đầu người
ở một năm trước đó (hệ số này có ý nghĩa thống kê). Ngoài ra có 2 biến vĩ mô khác
cũng thể hiện được sựảnh hưởng của nó tới tăng trưởng kinh tế, đó là biến nợnước ngoài trên GDP (D(LEXDY) ở kỳ hiện tại) và nợ phải trả trên xuất khẩu (D(LTDSE(-1)) ởđộ trễ thứ nhất).
Hệ số D(LEXDY) = 0.339770 > 0, hệ số tương quan của biến nợ nước ngoài có giá trị dương thể hiện sự điều chỉnh tăng trong ngắn hạn của EXDY đối với tác động trong giá trị hiện tại của tăng trưởng kinh tế. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ nợ nước ngoài so với GDP tăng (giảm) 1% thì tốc độ tăng trưởng thu nhập bình quân đầu người tăng (giảm) 0.339770%.
Hệ số của D(LTDSE(-1)) = -0.344704 < 0, hệ số mang dấu âm cho biết tỷ lệ
thanh toán nợ nước ngoài so với xuất khẩu tác động ngược chiều với tăng trưởng
kinh tế. Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ lệ thanh toán nợ nước
ngoài so với xuất khẩu tăng (giảm) 1% thì tốc độ tăng trưởng thu nhập bình quân
55
Các hệ số tương quan của của những biến khác như đầu tư trực tiếp nước ngoài, đầu tư trong nước đều không có ý nghĩa thống kê chứng tỏ rằng trong ngắn
hạn tăng trưởng kinh tế Việt Nam thời kỳ này ít chịu tác động bởi những biến vĩ mô
này.
Như vậy, trong ngắn hạn, tổng nợnước ngoài trên GDP tác động cùng chiều với tăng trưởng kinh tế và nợ phải trả trên xuất khẩu tác động ngược chiều với tăng trưởng kinh tế. Các biến đầu tư trực tiếp nước ngoài và đầu tư trong nước không có ý nghĩa thống kê do P-value lớn hơn = 5% cho nên không tác động đến tăng trưởng kinh tế.Do đó, tác giả có thể kết luận các giả thiết của biến độc lập như sau:
- Chỉ số nợnước ngoài trên GDP (EXDY): có tác động cùng chiều với tăng
trưởng kinh tế. Kết quả này phù hợp với kết quả của công trình nghiên cứu của
Adegite et al (2008), Folorunso S.Ayadi và Felix O.Ayadi (2008) và Frimpong et al (2006).
Nợnước ngoài nếu được sử dụng hợp lý sẽ bổ sung nguồn vốn bị thiếu hụt
trong nước, nó không chỉ góp phần tăng thêm lực lượng vật chất đểđầu tư phát triển mà còn tận dụng được các thành tựu khoa học công nghệ, trình độ quản lý và kỹ năng lao động tiên tiến để phát triển nhanh nền kinh tế của mình và đẩy nhanh quá trình công nghiệp hóa nền kinh tế. Việt Nam đang trong giai đoạn phát triển nên nhu cầu đầu tư cao do đó rất cần nguồn vốn để bổ sung cho nguồn vốn bị thiếu hụt.
Có thể thấy, nợ nước ngoài của Việt Nam đã tăng lên rất nhanh trong nửa cuối thập niên 80, phần lớn số dư nợ này là những khoản vay từ Liên Xô (cũ),
Trung Quốc và các nước Xã hội chủ nghĩa Đông Âu, ngoài ra còn có một số khoản vay của một số tổ chức quốc tế, chủ yếu phục vụ cho nhu cầu tiêu dùng, một phần
đầu tư phát triển giao thông, y tế, xã hội và phục vụ an ninh quốc phòng nên hiệu quả đầu tư thấp, thời hạn thu hồi vốn quá lâu nên cũng không có khả năng tạo nguồn thu nhập để trả nợ. Do đó, trong giai đoạn từ năm 1986-1988, khi tỷ giá giữa USD và VND thấp, tức là đồng Việt Nam bị đánh giá cao thì GDP tính theo USD rất cao nên tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP khá nhỏ. Năm 1993 và 1997, sau khi tham gia các vòng đàm phán xử lý nợ quá hạn nên tình hình nợnước ngoài của Việt Nam
56
bằng các loại ngoại tệ mạnh đã được cải thiện rõ đến cuối năm 1999, rồi tiếp tục giảm mạnh đến cuối năm 2000. Tuy nhiên, trong giai đoạn này đồng tiền Việt Nam bị phá giá rất mạnh nên GDP tính theo USD đã giảm rất mạnh kéo theo tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP tăng lên khá cao. Hậu quả từnăm 1989 đến năm 1999, tỷ lệ
này cao gấp 2 lần giới hạn cho phép và vượt ra khỏi ngưỡng an toàn giới hạn nợ của quốc gia. Đến năm 1999, tỷ lệ nợ giảm xuống mức thấp nhất giai đoạn này song vẫn còn 81.05%. Từ năm 2001 đến năm 2007 dư nợ nước ngoài của Việt Nam tăng
chậm so với giữa thập kỷ 90 là vì hoạt động kinh tếtăng chậm, Việt Nam đang tích cực trả nợ và một phần cũng vì việc giải ngân vốn ODA chậm. Từ năm 2008 đến
năm 2012 Việt Nam đón nhận một nguồn vốn lớn từnước ngoài nhưng Ngân hàng Nhà nước chưa có kinh nghiệm trung hòa dòng tiền nên với lượng vốn tăng đột biến
này đã dẫn đến lạm phát, bong bóng trên thịtrường tài sản. Tuy nhiên tỷ lệ nợnước ngoài trên GDP liên tục giảm từnăm 2000 đến nay. Trong suốt giai đoạn này, tỷ lệ
nợnước ngoài trên GDP luôn nhỏhơn 50% trong giới hạn an toàn, không vượt quá giới hạn nợ của quốc gia.
Do đó, kết quả này hoàn toàn phù hợp với giai đoạn phát triển hiện tại ở Việt Nam.
- Chỉ số nợ phải trả trên xuất khẩu (TDSE): có tác động ngược chiều với
tăng trưởng kinh tế. Kết luận này hoàn toàn phù hợp với quan điểm của Savvides (1992), Metwally và các cộng sự (1994), Serieux and Samy (2001), Karagol (2002), Benedict Clements và các cộng sự (2003), Frimpong et al (2006) và Sulaiman, L.A và Azeez, B.A (2012).
Nợ phải trả hàng năm (gồm trả vốn gốc, trả lãi dài hạn và trả lãi ngắn hạn)
không tương quan với tổng dư nợ. Trong giai đoạn 1986-1996, Việt Nam có tổng
dư nợ rất cao nhưng nợ phải trả lại rất thấp; nguyên nhân là do Việt Nam đang trong
quá trình đàm phán lại nợđối với các nước Phương Tây cũng như các nước thuộc khối Liên xô cũ, do đó không trả nợồ ạt. Mặt khác, tiềm lực kinh tế Việt Nam lúc
đó còn yếu nên khảnăng trả nợ còn thấp. Ngoài ra, do phần lớn vốn vay nước ngoài là ODA, thời gian ân hận kéo dài nên cũng chưa đến giai đoạn phải trả nợ.
57
Tuy nhiên, tình hình đã khác kể từnăm 1997, tức là 5 năm sau khi Nhật Bản nối lại viện trợ cho Việt Nam. Nợ phải trảnăm 1997 đạt 868 triệu USD, gấp 2,1 lần so với năm 1996. Trong các năm sau 1997, nợ phải trả hầu như liên tục tăng lên, đạt mức cao nhất khoảng 1,1 tỷUSD vào năm 2001 khi Việt Nam đẩy mạnh trả nợ cho
nước Nga. Trong năm 2002, Việt Nam trả nợnước ngoài khoảng 1,2 tỷUSD. Đặc biệt, sau giai đoạn tỷ lệ nợ phải trả trên tổng kim ngạch xuất khẩu tăng mạnh (1998- 1999) do xuất khẩu tăng chậm, thì từnăm 2000 đến nay, tỷ lệnày đã liên tục giảm xuống, năm 2012 chỉ còn 3.1%.
Giá trị xuất khẩu là nguồn thu ngoại tệ xuất khẩu thể hiện cho khảnăng trả
nợ của một quốc gia. Thực hiện chính sách, hội nhập với kinh tế của khu vực và thế
giới, Việt Nam là một trong những nước có độ mở cửa thương mại lớn nhất thế giới. Tổng giá trị xuất khẩu của Việt Nam đã tăng 66 lần từ 1.7 tỷ USD từnăm 1986 lên
114.57 tỷUSD năm 2012. Mặc dù Việt Nam có mức tổng nợ lớn nhưng nợ phải trả hàng năm bao gồm trả nợ gốc và trả lãi lại khá thấp do phần lớn các khoản nợ là những khoản viện trợ không hoàn lại hoặc vay ưu đãi với lãi suất thấp. Giá trị xuất khẩu cao hơn gấp nhiều lần so với số nợ phải trả hàng năm cho thấy tính thanh khoản trong khảnăng thanh toán nợnước ngoài.
Tuy nhiên, nếu so với quy mô của nền kinh tế, mức dự trữ ngoại tệ còn quá ít thì tổng mức nợ nước ngoài của Việt Nam không phải là nhỏ. Hơn nữa nợ nước ngoài cũng đã tích tụ một khối lượng đáng kể nợđến hạn phải trảhàng năm. Năm
2007 Việt Nam phải trả cả gốc và lãi là 1,255 triệu USD và tăng lên 3,551 triệu
USD vào năm 2012, trong khi đó khảnăng thanh toán nợ của nền kinh tế nói chung và của ngân sách Nhà nước nói riêng là rất khó khăn.
Số hạng hiệu chỉnh sai số ECTt-1 = -0.947827 có giá trị tuyệt đối rất nhỏ, mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Hệ số này mang dấu âm hàm ý rằng các nhân tố ở thời kỳ này chịu ảnh hưởng bởi những bất cân bằng thời kỳtrước. Khi để mất cân bằng thì quá trình điều chỉnh để trở về cân bằng dài hạn là rất chậm.
58
*Kiểm định các khuyết tật của mô hình ECM một bước trễ: