Nguồn: IMF
Đến quý 4 năm 2008, khủng hoảng kinh tế đã trở thành mối lo ngại cho nền kinh tế toàn cầu, ngày 3 tháng 10, Văn phòng chính phủ đã ra thông báo số 288/TB- VPCP về việc thực hiện các biện pháp nhằm hạn chế ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng đến nền kinh tế nước ta. Thông báo chỉ đạo Ngân hàng nhà nước mở rộng tín dụng một cách hợp lý và phải luôn giám sát t nh h nh kinh tế Mĩ cùng với những ảnh hưởng của nó đến Việt Nam. Sau đó, NHNN đã ra một loạt các quyết định để hạ mức Lãi suất cơ bản xuống dần dần và đến ngày 3/12/2008, Quyết định số 2948/QĐ-NHNN có hiệu lực từ ngày 5/12 chỉ đạo hạ mức lãi suất cơ bản từ 11% xuống còn 10%. Đồng thời, tỉ lệ DTBB cũng dược giảm xuống theo quyết định số 2811/QĐ-NHNN vào ngày 20 tháng 11 năm 2008, áp dụng từ 12 tháng 1 năm 2008. Theo đó, tỉ lệ DT đối với tiền gửi VND không k hạn và dưới 12 tháng hạ từ 11% xuống còn 8%.
Sau Nghị quyết số 30/2008/NQ-CP ngày 11 tháng 12 năm 2008 về những giải pháp cấp bách nhằm ngăn chặn suy giảm kinh tế, duy tr tăng trưởng kinh tế, bảo đảm an sinh xã hội của chính phủ, NHNN đã ra quyết định số 3161/ QĐ- NHNN hạ mức lãi suất cơ bản xuống còn 8,5% kể từ ngày 22 tháng 12 năm 2009. Đồng thời, từ ngày 5 tháng 12, tỉ lệ DTBB lại được hạ xuống còn đối với tiền gửi VND không k hạn và dưới 12 tháng theo Quyết định số 2951/QĐ-NHNN. Tỉ lệ này
Tháng 7 năm 2010
Đoàn trường Đại học Ngoại thương Câu lạc bộ Sinh viên nghiên cứu khoa học NT-302, trường Đại học Ngoại thương 91 Chùa Láng – Đống Đa – Hà Nội Email: svnckh@gmail.com
hạ xuống mức rất thấp 3% đối với các Nhóm 1, 1% đối với Nhóm 2 và Nhóm 3 theo Quyết định số 379/QĐ-NHNN, áp dụng từ ngày 1 tháng 3 năm 2009.
Sau động thái nới lỏng CSTT này, như quan sát thấy trên đồ thị, cung tiền M2 tăng liên tục trong khoảng từ tháng 8 năm 2008 đến tháng 2 năm 2009, khi mức lãi suất cơ bản và tỉ lệ DTBB được giữ ổn định. Có thể nhận thấy đợt tăng lãi suất CB theo Quyết định 2665/QĐ-NHNN, LS tái chiết khấu và LS tái cấp vốn theo Quyết định 2664/QĐ-NHNN vào 1/12/2009 không tạo nên sự thay đổi trong diễn biến của cung tiền M2. Nguyên nhân là số liệu M2 chỉ được lấy đến 31/12/2009 nên không đủ để phản ảnh cả độ trễ của hiệu lực của hai quyết định trên.
4. Lượng hoá tác động của CS KTKT của chính phủ Việt Nam trong thời gianqua. qua.
4.1. Mô tả số liệu.
Để dùng phương pháp D-RTPLSs để lượng hoá tác động của G và cung tiền M2 đến GDP và CPI của Việt Nam, nhóm nghiên cứu sử dụng dãy số liệu GDP theo giá thực tế, CPI và chi tiêu chính phủ G. Nhóm sử dụng GDP theo giá thực tế thay v GDP thực tế v số liệu về chi tiêu chính phủ và cung tiền đều được thống kê theo giá thực tế. Do vậy, nếu sử dụng GDP theo giá so sánh, tác động của việc tăng 1 đồng trong chi tiêu chính phủ hay cung tiền lên GDP ở các thời điểm khác nhau sẽ bị ảnh hưởng bởi chỉ số giảm phát GDP.
Thứ nhất là thu nhập số liệu theo tháng. Cách thu thập số liệu này sẽ có nhiều sai số nhưng nếu những phương pháp suy diễn số liệu của nhóm là hợp lí th mô h nh sẽ vẫn có giá trị. Với số liệu theo tháng từ năm 1999 đến 2009, nhóm sẽ thu thập được 132 quan sát. Cụ thể cách suy diễn số liệu của nhóm như sau:
Chi tiêu chính phủ theo tháng: Trong báo cáo tháng của Tổng cục thống kê, số liệu chi tiêu chính phủ được cung cấp dưới dạng phần trăm của Dự toán ngân sách của năm. Nhóm nghiên cứu tính số liệu chi tiêu chính phủ bằng cách lấy số phần trăm này nhân với Dự toán của cả năm. Hơn nữa, có những tháng mà trong báo cáo của tổng cục thống kê không có số liệu về phần trăm chi tiêu chính phủ. Để khắc phục vấn đề này, nhóm nghiên cứu sẽ tính toán chi tiêu chính phủ của tháng
Tháng 7 năm 2010
Đoàn trường Đại học Ngoại thương Câu lạc bộ Sinh viên nghiên cứu khoa học NT-302, trường Đại học Ngoại thương 91 Chùa Láng – Đống Đa – Hà Nội Email: svnckh@gmail.com
Tháng 7 năm 2010
Đoàn trường Đại học Ngoại thương Câu lạc bộ Sinh viên nghiên cứu khoa học NT-302, trường Đại học Ngoại thương 91 Chùa Láng – Đống Đa – Hà Nội Email: svnckh@gmail.com
liệu phần trăm chi ngân sách tháng trên tổng dự toán năm. Tuy nhiên cách tính này sẽ cho kết quả không chính xác v số phần trăm đã được làm tròn và chỉ tiêu Vốn đầu tư xây dựng cơ bản không thể đại diện cho toàn bộ chi ngân sách của tháng.
Tổng sản phẩm trong nước GDP: Trong báo cáo của Tổng cục thống kê chỉ có số liệu GDP theo quý từ năm 1999 đến 2009. Để quy số liệu từ quý ra tháng, nhóm nhân GDP quý với sản lượng công nghiệp của một tháng trong quý và chia cho tổng sản lượng công nghiệp trong quý. Cách tính này có điểm hạn chế là tỉ lệ đóng góp vào GDP của ngành công nghiệp của Việt Nam chỉ chiếm chưa đến 50%, hơn nữa, không bao gồm được tác động của những thay đổi trong chi phí trung gian, nên kết quả tính ra có thể sẽ không phản ánh xu hướng biến động GDP theo tháng một cách hoàn toàn chính xác.
Thứ hai là thu thập số liệu theo quý. Nhóm đã thu thập dãy số liệu GDP, CPI, M2 và G theo quý từ năm 1991 đến 2009, tương ứng với 75 quan sát. Các số liệu trên được lấy từ Tổng cục thống kê, các trang web của IMF và AD . Có thể thấy, cả hai cách trên đều có những ưu và nhược điểm riêng, không cách nào là hoàn hảo. V thế, sau khi xem xét và tham khảo ý kiến của Tiến sĩ Leightner, nhóm chọn phương án sẽ chạy cả hai loại số liệu theo tháng và theo quý sau đó kết hợp kết quả của hai mô h nh và rút ra kết luận.
Để có thể xác định tác động của sự thay đổi của Chi tiêu chính phủ hay cung tiền trong một tháng hay quý lên GDP và CPI của tháng hay quý đó, tất cả 4 chuỗi số liệu thu được quy về tỉ lệ so của số liệu tại thời điểm tháng hay quý này số liệu của tháng hay quý liền trước đó. Ví dụ như GDP của quý 2 năm 2000 là 115429 tỉ đồng, GDP của quý 1 năm 2000 là 89966 tỉ đồng. Như vậy, tỉ lệ tính ra cho GDP của quý 2 năm 2000 là 11549/89966 . Sau khi quy đổi toàn bộ số liệu, cách thu thập số liệu theo tháng cho 131 quan sát và cách thu thập số liệu theo quý cho 75 quan sát. Các chuỗi số liệu đã được quy đổi được tr nh bày trong bảng phụ lục. Riêng CPI, nhóm không thực hiện việc quy đổi v cách tính CPI ở Việt Nam đã qui tháng trước hay qui trước về 100.
Tháng 7 năm 2010
Đoàn trường Đại học Ngoại thương Câu lạc bộ Sinh viên nghiên cứu khoa học NT-302, trường Đại học Ngoại thương 91 Chùa Láng – Đống Đa – Hà Nội Email: svnckh@gmail.com
Tháng 7 năm 2010
Đoàn trường Đại học Ngoại thương Câu lạc bộ Sinh viên nghiên cứu khoa học NT-302, trường Đại học Ngoại thương 91 Chùa Láng – Đống Đa – Hà Nội Email: svnckh@gmail.com
quý đó. Như vậy, kết quả ước lượng được băng phương pháp D-RTPLS, ví dụ trong trường hợp của GDP và G, là d%GDP/d%G. Để tính được độ đàn hồi dGDP/dG, nhóm nghiên cứu đã lấy GDP/G*d%GDP/d%G.
Kết quả tính ra của mô h nh được tr nh bày trong bảng Phụ lục 1 và 2.
4.2. Phân tích kết quả của mô hình.
4.2.1. Phân tích tác động của chính sách khoá đến GDP và CPI.
Bảng 4 là giá trị trung b nh, độ lệch chuẩn và khoảng tin cậy 99% của các đạo hàm GDP và CPI theo G và M2. Do tính chất mùa vụ thể hiện rất mạnh trong kết quả thu được, nhóm nghiên cứu đã tính trung b nh năm của số nhân chi tiêu để có thể thấy rõ xu hướng hơn. Kĩ thuật làm trơn này đã được giáo sư Leightner sử dụng trong Leightner 2006. Lưu ý rằng đây là số nhân chi tiêu trung b nh của 12 tháng (trong trường hợp sử dụng số liệu theo tháng) và 4 quý (trong trường hợp sử dụng số liệu theo quý) trong năm chứ không phải là số nhân chi tiêu của cả năm đó. Khoảng tin cậy được tính theo công thức sau:
Bảng 2: Giá trị trung b nh và khoảng tin cậy
Trung b nh Độ lệch chuẩn Khoảng tin cậy 99%
dGDP/dG tháng 1,183 1,200 1,551 – 2,093
dGDP/tG quý 2,055 1,175 1,697 – 2,413
dCPI/dG tháng 0,009 0,003 0,009 – 0,010
dCPI/dG quý 0,029 0,007 0,027 – 0,032
Nguồn: Kết quả tính toán của nhóm nghiên cứu.
Trong Leightner (2010), Leightner chạy số liệu theo quý từ năm 1947 và số liệu theo năm từ 1929 đến 2008 để ước lượng số nhân chi tiêu chính phủ. Kết quả Leightner thu được từ số liệu năm lớn hơn so với theo quý. Lí do ông đưa ra là trong khoảng thời gian một năm th hiệu ứng số nhân diễn ra dài hơn so với trong một quý.
Tháng 7 năm 2010
Đoàn trường Đại học Ngoại thương Câu lạc bộ Sinh viên nghiên cứu khoa học NT-302, trường Đại học Ngoại thương 91 Chùa Láng – Đống Đa – Hà Nội Email: svnckh@gmail.com
Tháng 7 năm 2010
Đoàn trường Đại học Ngoại thương Câu lạc bộ Sinh viên nghiên cứu khoa học NT-302, trường Đại học Ngoại thương 91 Chùa Láng – Đống Đa – Hà Nội Email: svnckh@gmail.com
khoảng tin cậy và trung b nh của kết quả dGDP/dG theo quý lớn hơn hẳn theo tháng nhưng trên thực tế, đồ thị cho thấy, từ năm 1999, số nhân chi tiêu theo tháng thường xuyên ở mức cao hơn theo quý12
. Điều này phần nào cho thấy khi khả năng khuếch đại theo thời gian một đồng chi tiêu chính phủ khi được bơm vào nền kinh tế Việt Nam có những lúc còn có tác dụng âm lên GDP. Tuy nhiên, để rút ra kết luận cho vấn đề này còn cần những nghiên cứu chuyên sâu hơn nữa.
Đi vào phân tích diễn biến của số nhân chi tiêu chính phủ trung b nh năm (H nh 23), nhóm rút ra một số nhận xét như sau:
Khi so sánh kết quả tính ra theo phương pháp D-RTPLSs với kết quả của nghiên cứu về CS KTKT của tác giả Nguyễn Đức Thành, nhóm nghiên cứu nhận thấy cả hai phương pháp đề cho số nhân tài khoá của Việt Nam dao động quanh khoảng 1,513.