Trái v i các gi thuy t trên, gi thuy t cân b ng Ricardo cho r ng không t n t i b t k m i quan h nào gi a cán cân ngân sách và cán cân tài kho n vãng lai. Nh ng thay đ i trong chính sách tài khóa nh : thay đ i v thu , chi tiêu c a chính ph s không nh h ng đáng k đ n lãi su t th c, t giá h i đoái do đó s không
tác đ ng đ n tài kho n vưng lai. Sau đây là nh ng nghiên c u ng h cho gi thuy t cân b ng Ricardo:
Nhi u nghiên c u th c nghi m trong quá kh ch ng minh r ng không t n t i b t k m i quan h nào gi a cán cân ngân sách và cán cân tài kho n vãng lai
nh : Miller and Russek (1989), Enders and Lee (1990), Evans and Hasan (1994) và
Kaufmann et al (2002).
Kouassi và các tác gi (2002) đư th c hi n m t nghiên c u v i quy mô l n g m 20 qu c gia t i các n c phát tri n và đang phát tri n. Trong đó các n c phát tri n g m: Úc, Áo, Canada, Pháp, Ý, Hà Lan, Newzealand, Th y i n, Anh và M . Tác gi th c hi n ki m đnh phi nhân qu Ganger d a trên mô hình VAR m r ng
đ c phát tri n b i Toda – Yamamoto (1995) d a trên hai bi n thâm h t ngân sách và thâm h t tài kho n vãng lai. K t qu ki m đnh cho th y h u h t các n c đang
h t tài kho n tài kho n vãng lai ngo i tr m i quan h m t chi u t thâm h t ngân
sách đ n thâm h t tài kho n vãng lai t i Israel, m i quan h m t chi u t thâm h t tài kho n vưng lai đ n thâm h t ngân sách Hàn Qu c, m i quan h hai chi u
Thái Lan. i v i các n c phát tri n ch tìm th y m i quan h m t chi u t thâm h t tài kho n vưng lai đ n thâm h t ngân sách Ý, các n c phát tri n còn l i không tìm th y b t c m i quan h nào c a hai lo i thâm h t này.
Douglag McMillin (1986) ti n hành nghiên c u M giai đo n 1957-1984 v tác đ ng c a thâm h t ngân sách chính ph liên bang đ n lãi su t ng n h n (lãi su t tín phi u k h n 3 tháng). Tác gi dùng ki m đnh nhân qu Granger đ ki m tra m i quan h nhân qu này. Bên c nh đó tác gi c ng xem xét tác đ ng c a các bi n kinh t v mô khác (s n l ng th c, lãi su t, t ng tr ng cung ti n, bi n đ ng lãi su t và cú s c t phía cung) đ n lãi su t ng n h n. K t qu cho th y thâm h t
ngân sách không tác đ ng đ n lãi su t đi u này ng h cho gi thuy t cân b ng Ricardo.
Cúng trong m t nghiên c u t ng t c a Paul Evans (1987) đ c th c hi n t i c, Pháp, Nh t, Anh, M , Canada. K t qu nghiên c u cho th y không có b t k m i quan h nào gi a thâm h t ngân sách và lãi su t danh ngh a c 6 n c. T
đó, ông kh ng đnh thâm h t ngân sách không tác đ ng đ n tài kho n vãng lai. B i vì, khi mà thâm h t ngân sách không gây s c ép lên lãi su t do các h gia đình ngh
r ng chính ph s t ng thu trong t ng lai đ bù đ p cho thâm h t ngân sách nên h s t ng ti t ki m, d n đ n ti t ki m t nhân t ng và làm ti t ki m qu c gia không
đ i.
Vào n m 2004, Garcia và Ramajo ti n hành nghiên c u Tây Ban Nha v
thâm h t kép. Tác gi s d ng ph ng pháp bình ph ng bé nh t hai giai đo n (2SLS) d a trên mô hình đa bi n v i d li u nghiên c u t 1964-2000. Các bi n
đ c l p đ c dùng trong mô hình là thâm h t ngân sách, chi tiêu chính ph , cung ti n th c và l m phát k v ng. Bi n ph thu c dùng trong mô hình là lãi su t danh
ngh a dài h n. K t qu nghiên c u cho th y thâm h t ngân sách không h tác đ ng
bi n thâm h t ngân sách không tác đ ng đ n lãi su t dài h n). T k t qu này, tác gi l p lu n r ng vì bi n thâm h t ngân sách không nh h ng đ n lãi su t dài h n nên nó s làm suy gi m m i quan h nhân qu t thâm h t ngân sách đ n tài kho n vãng lai.
Trong m t nghiên c u khác c a Papadogonas và Stournanas (2006) đ c th c hi n 15 qu c gia thu c liên minh Châu Âu (EU). K t qu nghiên c u cho th y bi n cán cân ngân sách nh h ng r t nh đ n bi n tài kho n vãng lai b i vì nh ng thay đ i bi n cán cân ngân sách s d n đ n nh ng thay đ i ng c l i gi a chênh l ch ti t ki m và đ u t (vì ti t ki m qu c gia v n không thay đ i nên không
nh h ng đ n lãi su t n i đa) vì th s không nh h ng đ n cán cân tài khoãn
vưng lai. C ng trong nghiên c u này, khi tác gi ti n hành kh o sát Hy L p theo
mô hình đ c đ xu t b i Blanchard và Giavazzi (2002) đ tìm ki m các y u t nh
h ng đ n cán cân tài kho n vãng lai. K t qu nghiên c u cho th y bên c nh bi n cán cân ngân sách thì các bi n h i nh p kinh t tài chính nh : chênh l ch lãi su t
trong và ngoài n c, chênh l ch t c đ t ng tr ng gi a Hy L p và các n c OCED
c ng đóng vai trò quan tr ng. T đó, tác gi rút ra k t lu n, không có m i quan h rõ ràng gi a bi n cán cân ngân sách và cán cân tài kho n vãng lai vì bi n cán cân
CH NGă3:ăPH NGăPHỄPăNGHIểNăC U 3.1. Ki măđ nh nhân qu Granger
Ki m đ nh Granger đ c s d ng nh m tr l i câu h i có hay không s thay
đ i c a bi n X gây ra s thay đ i c a bi n Y và ng c l i. N u bi n X gây ra s bi n đ i c a bi n Y thì s thay đ i c a bi n X ph i có tr c s thay đ i c a bi n Y
(vì t ng lai không th t o ra hi n t i ho c quá kh ). Khi đó, giá tr hi n t i c a bi n Y s đ c d báo t t h n d a vào giá tr quá kh c a bi n X và thông tin quá kh c a chính bi n Y thay vì ch d a vào thông tin quá kh c a bi n Y. Ph ng
trình h i quy Granger có d ng nh sau:
(1) (2)
Ph ng trình (1) cho th y giá tr hi n t i c a bi n Y có th đ c d báo b i giá tr quá kh c a bi n X và bi n Y. Và ng c l i ph ng trình (2) cho th y giá tr hi n t i c a bi n X có th đ c d báo b i giá tr quá kh c a bi n Y và bi n X.
xem xét m i quan h nhân qu gi a bi n X và bi n Y ta xem xét hai gi thuy t sau
đây:
Ph ng trình (1): Ph ng trình (2):
ki m đ nh các ràng bu c này chúng ta s d ng th ng kê F- statistic và giá tr p- value t ng ng. N u giá tr p- value < m c ý ngh a thì bác b , ng c l i ch p nh n . M i quan h nhân qu gi a hai bi n X và Y x y ra m t trong b n
tr ng h p sau:
- M i quan h nhân qu m t chi u t bi n X đ n bi n Y khi: và
- M i quan h nhân qu m t chi u t bi n Y đ n bi n X khi: và
- M i quan h nhân qu hai chi u gi a bi n X và bi n Y khi: và
- Không t n t i m i quan h nhân qu gi a hai bi n X và Y (hay bi n X và bi n Y
đ c l p) khi:
và
D a vào nh ng phân tích trên và k t qu nghiên c u c a Bernardina Algieri (2012) v m i quan h gi a cân b ng bên ngoài (cán cân th ng m i và cán cân tài kho n vưng lai) và cán cân ngân ngân sách đ c th c hi n nhóm n c GIIPS, tôi ti n hành s d ng ki m đ nh nhân qu Granger đ ki m tra m i quan h gi a hai c p bi n: cán cân ngân sách và cán cân tài kho n vãng lai, cán cân ngân
sách và cán cân th ng m i. Sau đây là ph ng trình h i quy đ xem xét m i quan
h gi a hai c p bi n trên:
- M i quan h gi a cán cân ngân sách và cán cân tài kho n vãng lai:
Trong đó:
CA: bi n cán cân tài kho n vãng lai – đ c tính b ng t l ph n tr m c a cán cân tài kho n vãng lai so v i GDP cùng k .
GB: bi n cán cân ngân sách – đ c tính b ng t l ph n tr m c a cán cân ngân sách so v i GDP cùng k .
TB: bi n cán cân th ng m i –đ c tính b ng t l ph n tr m c a cán cân ngân sách so v i GDP cùng k .
Nguyên do c a vi c phân ra xem xét m i quan h gi a 2 c p bi n GB & CA, GB & TB là nh m ki m tra xem y u t thu nh p và chuy n giao tài kho n vãng
lai có tác đ ng đ n m i quan h gi a GB & CA không?
Sau khi xây d ng ph ng trình h i quy, tôi ti n hành ki m đ nh nhân qu
Granger đ xem xét m i quan h gi a hai c p bi n trên. Ti p theo, tôi ti n hành ki m đnh nhân qu theo ph ng pháp Toda – Yamamoto (1995) đ so sánh v i
ph ng pháp ki m đ nh nhân qu Granger đư th c hi n.
3.2. Ki m đ nh nhân qu theo Toda ậ Yamamoto (1995) 3.2.1. Lý do l a ch năph ng pháp Toda ậ Yamamoto (1995)
Tr ng tâm c a bài nghiên c u s d ng ph ng pháp Toda – Yamamoto
(1995) thay vì ph ng pháp ki m đ nh nhân qu Granger b i vì ph ng pháp Toda
– Yamamoto kh c ph c đ c nh ng h n ch mà ph ng pháp ki m đ nh nhân qu Granger truy n th ng mang l i nh sau:
- Th nh t, ki m đ nh nhân qu Granger truy n th ng r t nh y c m v i tính d ng c a chu i d li u và vi c l a ch n đ tr c a mô hình. B i vì, N u đ tr đ c ch n bé h n đ tr th c s , thì d n đ n vi c b sót bi n tr thích h p có th làm
ch ch k t qu . Ng c l i, n u đ tr l a ch n l n h nđ tr th c s , thì s bi n tr không thích h p s làm cho các c l ng không hi u qu . Ki m đnh Granger truy n th ng s d ng ki m đ nh F d a trên vi c c l ng mô hình VAR do đó nó đòi h i các bi n ph i d ng. Tuy nhiên, n u bi n không d ng thì ph i l y sai phân,
đi u này làm cho ki m đ nh F không còn đáng tin c y n u t n t i đ ng liên k t gi a các bi n.
- Th hai, n u các bi n không d ng thì chúng ta ph i l y sai phân và ti n hành ki m đ nh đ ng liên k t gi a các bi n, n u t n t i đ ng liên k t gi a các bi n thì chúng ta th c hi n ki m đ nh Granger d a trên vi c c l ng mô hình hi u ch nh sai s VECM. Tuy nhiên, mô hình VECM ch đ c áp d ng n u các bi n có cùng b c liên k t do đó mô hình VECM s không dùng đ c n u các bi n không d ng cùng b c liên k t. i u này làm cho mô hình tr nên ph c t p và khá nh y c m v i giá tr c a các tham s trong tr ng h p m u nh . Bên c nh đó, k t qu ki m đnh ph thu c hoàn toàn vào ki m đnh tính d ng và đ ng liên k t lúc đ u.
Ph ng pháp Toda – Yamamoto (1995) s kh c ph c đ c nh ng h n ch
v a nêu trên và góp ph n làm cho mô hình đ n gi n h n.
- Th nh t, Toda – Yamamoto (1995) s d ng ki m đ nh Wald có đi u
ch nh (MWALD) đ th c hi n ki m đnh nhân qu v n có theo mô hình VAR v i
các bi n d ng g c (không l y sai phân cho dù các bi n có d ng hay không).
Ph ng pháp này áp đ t gi i h n tuy n tính đ i v i các tham s c a mô hình VAR mà không c n ki m đ nh đ ng liên k t. Ki m đnh MWALD phù h p v i nghiên c u vì ch quan tâm đ n ý ngh a th ng kê c a các h s mà không đ t n ng v n đ
d ng c a chu i d li u hay đ ng liên k t
- Th hai, Ki m đnh MWALD đ c s d ng trong ph ng pháp Toda –
Yamamoto bên c nh vi c đ n gi n v m c tính toán so v i ph ng pháp truy n th ng thì ki m đnh MWALD còn có hi u qu h n trong tr ng h p ki m đnh m u nh . Sau đây chúng ta s ti n hành xây d ng mô hình theo ph ng pháp Toda –
3.2.2.ăPh ngăphápăTodaăậ Yamamoto (1995)
Sau đây chúng tôi s ti n hành mô t m t cách chi ti t các b c đ th c hi n
ki m đ nh MWALD theo ph ng pháp Toda –Yamamoto (1995) đ th c hi n ki m
đnh m i quan h gi a hai c p bi n: cán cân ngân sách v cán cân tài kho n vãng
lai, cán cân ngân sách và cán cân th ng m i.
B c 1: u tiên tôi ti n hành ki m đnh tính d ng c a chu i d li u b ng các
ph ng pháp ADF, PP, KPSS đ xác đ nh b c liên k t c a chúng. Trong đó,
ph ng pháp ADF, PP có gi thuy t là chu i d li u không d ng, ph ng pháp
KPSS có gi thuy t là chu i d li u d ng. Sau khi ti n hành c ba ph ng pháp
ki m đnh, tôi s so sánh đ i chi u đ đ a ra k t lu n phù h p.
B c 2: Sau khi ki m đnh tính d ng c a chu i d li u, chúng ta ti n hành xác
đnh b c liên k t cao nh t ( ) cho các bi n c n ki m đ nh. Ví d : có hai chu i th i gian, m t chu i thòi gian là I (1) và chu i còn l i là I (2) thì = 2.
B c 3: Ti p theo, chúng ta s d ng các ph ng pháp l a ch n đ tr truy n th ng nh LR, FPE, AIC, SC, HQ đ l a ch n đ tr t i u (k) cho các bi n trong mô hình VAR
B c 4: Tôi ti n hành s d ng vòng tròn đ n v (Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial), ki m đnh tính d ng c a ph n d đ đ m b o mô hình
VAR đ c c l ng t t nh t. tr k s đ c đi u ch nh đ tìm ra mô hình VAR
t t nh t.
B c 5: Xây d ng mô hình VAR b ng vi c đ a thêm vào m i ph ng trình đ tr . tr mô hình VAR lúc b y gi là p= k+ . Các ph ng trình lúc b y gi nh sau:
- M i quan h gi a cán cân ngân sách và cán cân th ng m i:
B c 6: Tôi th c hi n ki m đ nh nhân qu Granger b ng cách d a trên ki m đnh Wald.Các gi thuy t c a ki m đ nh nh sau:
- : Không t n t i m i quan h nhân qu t bi n GB đ n bi n CA / TB
.- : Không t n t i m i quan h nhân qu t bi n CA / TB
đ n bi n GB.
L u ý r ng: trong gi thuy t ch bao g m k đ tr đ u tiên, không bao g m đ tr đ a thêm vào mô hình vì các bi n đ tr này ch là đi u ki n đ