3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.2.3Dữ liệu và phương pháp tính toán kinh tế đối với nợ nội địa và tăng trưởng
Dữ liệu nợ nội địa tại thị trường Việt Nam
Việc tìm kiếm dữ liệu về nợ công nói chung và nợ nội địa nói riêng thực sự là một vấn đề khó khăn. Như đã được đề cập từ trước, dữ liệu nợ công đáng tin cậy đã và đang là vấn đề nghiêm trọng tại các nước thu nhập thấp và một vài thị trường mới nổi. Chỉ có một số ít các LICs đã đề cập và báo cáo dữ liệu nợ nội địa thường xuyên và có tổ chức. Ngay cả trong số nhỏ này, những báo cáo thường xuyên này chỉ mới được bắt đầu và dữ liệu thời gian của nợ nội địa là không có sẵn trong một khoảng thời gian xác định. Sự thiếu hụt của những dữ liệu này có tác động tiêu cực, theo cách nhìn của tác giả, đến những nghiên cứu nghiêm túc về nợ nội địa, xuất hiện hậu quả của góc nhìn “tổng” nợ công (nợ nội địa + nợ nước ngoài) đối với việc quản lý nợ và chính sách tài khóa, và cách nhìn nhận làm thế nào sự lựa chọn cấu trúc nợ bị ảnh hưởng và ảnh hưởng đến vĩ mô, tài khóa, tài chính và các biến thể chế.
Nói về nợ nội địa tại thị trường Việt Nam, như là một phần của GDP, kể từ sau khi cải cách mở cửa từ thời kỳ 1990, nợ nội địa của nước ta cũng đã sụt giảm đáng kể từ con số đáng kinh ngạc (hơn 70% GDP) từ năm 1990 đến năm 2010 chỉ còn khoảng 15% GDP. Việc nắm giữ một trữ lượng quá lớn nợ nội địa sẽ gây ra những ảnh hưởng tiêu cực như đã được thảo luận ở mục trên, nên có thể nói chính sách quản lý nợ của nước ta đã có những chuyển biến tích cực thông qua việc quan sát các thông số đã quan sát được thể hiện trên biểu đồ.
Tại thị trường nợ nội địa Việt Nam, tác giả đã thể thu thập được dữ liệu nợ nội địa chính thức trong khoảng thời gian từ năm 1990 đến năm 2010 (khoảng thời gian sau cuộc cải cách mở cửa) do những hạn chế về chính sách và kỹ thuật. Dữ liệu được thu thập chủ yếu từ nguồn các báo cáo của tổ chức quỹ Tiền Tệ Thế Giới IMF và ngân hàng Thế Giới World Bank về thị trường Việt Nam gồm báo cáo WEO và WDI.
Với hàm hồi quy nhân quả của Granger để nghiên cứu nguyên nhân nội sinh của nợ nội địa và các kênh mà nó có thể tác động đến nền kinh tế, tác giả sử dụng những biến sau: thu nhập bình quân đầu người, tỷ lệ tiết kiệm khu vực tư, lạm phát và tỷ lệ nợ nội địa. Các biến này đều được thu thập và tính toán từ thống kê của IMF và World Bank về thị trường tại Việt Nam. Chuỗi dữ liệu chạy từ 1990 đến năm, toàn bộ dữ liệu đều được thu thập hợp lý và không bị khuyết dữ liệu nào. Việc sử dụng các biến này tương tự với nghiên cứu “Vai trò của thị trường nợ nội địa đối với tăng trưởng kinh tế: bằng chứng thực nghiệm đối với các nước đang phát triển và các thị trường mới nổi”của Abbas và
Christensen tháng 6 năm 2007 nhằm xem xét hiệu quả tác động nhân quả Granger của
các biến khác ảnh hưởng như thế nào của nợ nội địa. Bài nghiên cứu này khác với nghiên cứu của Chritensen ở chỗ tác giả không xem xét tác động của thể chế ảnh hưởng đến nợ nội địa như thế nào do vấn đề dữ liệu về rủi ro thể chế của Việt Nam không thể thu thập được từ hệ thống đánh giá International Country Risk Guide (ICRG).
Các mô hình kinh tế cho hàm tăng trưởng và các biến sử dụng
Tác giả tiến hành chọn hàm hồi quy để ước lượng tác động của nợ công đến tăng trưởng kinh tế. Abbas và Christensen hồi qui tác động trực tiếp của tỷ lệ nợ công/GDP đến tăng trưởng kinh tế trong bài nghiên cứu: “Vai trò của thị trường nợ nội địa đối với tăng trưởng kinh tế: bằng chứng thực nghiệm đối với các nước đang phát triển và các thị trường mới nổi”12 . Dựa trên cơ sở đó chúng tôi thực hiện một số điều chỉnh để kiểm định tác động của nợ công nội địa lên tăng trưởng của Việt Nam.
Phân tích thực nghiệm được mô hình hóa trong nghiên cứu của Pattillo và cộng sự (2002 đã nghiên cứu tác động phi tuyến của nợ nước ngoài lên tăng trưởng dựa trên bảng số liệu của 93 nước đang phát triển trong suốt thời kỳ 1969 – 1998, sử dụng dữ liệu trung bình 5 năm và khuôn khổ hội tụ có điều kiện. Tương tự như Abbas và Christensen (2007), bài nghiên cứu sử dụng ảnh hưởng có điều chỉnh, hồi quy GMM
12 “The Role of Domestic Debt Markets in Economic Growth: An Empirical Investigation for Low-income Countries and Emerging Markets”
và hồi quy OLS xem xét mối quan hệ giữa nợ nội địa với tăng trưởng GDP bình quân đầu người với một hệ thống biến điều khiển phức tạp. Với giả thuyết được thiết lập ở mục 2.4, phương trình được lựa chọn như sau:
Mô tả các biến: G: tăng trưởng trong GDP bình quân đầu người theo phương pháp ngang giá sức mua PPP
X: là đại diện cho các biến điều khiển DOMdebt: là tỷ lệ nợ nội địa/GDP
: là độ đa dạng của một quốc gia : là biến giả thời kỳ
Hồi quy tương tự cũng được sử dụng với tỷ lệ nợ nội địa / tiền gửi trong hệ thống ngân hàng (DD2dep).
Hệ thống các biến được sử dụng như sau được trình bày ở bảng 3.7 phần phụ lục 5.
Mối liên hệ của các biến điều khiển trong hàm hồi quy tăng trưởng đối với nợ nội địa
Mô hình hồi quy của bài nghiên cứu sử dụng phương pháp OLS nhằm mục đích khảo sát tác động ảnh hưởng của nợ nội địa và các biến khác ảnh hưởng như thế nào đến sự tăng trưởng GDP bình quân đầu người tại Việt Nam.
Tác giả thực hiện kiểm định phân ra lần lượt kiểm định ảnh hưởng của biến nợ nội địa/GDP và các biến khác ảnh hưởng đến tăng trưởng GDP bình quân đầu người và kiểm định ảnh hưởng của biến số nợ nội địa/tổng lượng tiền lưu thông trong quốc gia (khối tiền M2). Nguyên nhân bài nghiên cứu sử dụng 2 biến như vậy là nhằm kiểm tra tác động cấp độ vĩ mô của nợ nội địa lên toàn bộ nền kinh tế, biến nợ nội địa/GDP (DOMdebt) là tỷ lệ có thể một mặt nào đó tượng trưng cho sự thâm hụt ngân sách của quốc gia, và có thể xem là khả năng sử dụng đồng vốn vay một cách hiệu quả của quốc
gia , từ đó có thể rút ra ý niệm cơ bản về khả năng điều hành chính sách tài khóa của chính phủ. Còn biến sử dụng nợ nội địa /Tổng lượng tiền lưu thông trong quốc gia (khối tiền M2) nhằm mục đích kiểm tra tác động của nợ công nội địa, vốn là sự chuyển dịch nguồn vốn trong nội bộ quốc gia, biến nợ nội địa/ tổng lượng tiền có thể xem như là tượng trưng cho việc chuyển giao nguồn lực nội bộ trong quốc gia qua sử dụng khu vực nhà nước, từ việc xem xét tác động của biến này ta có thể suy luận ra hiệu quả của các chính sách tiền tệ của chính phủ có tác động như thế nào.
Kiểm định nhân quả Granger đối với tác động nội sinh của nợ nội địa
Theo như những dự báo trước đó cho các hàm hồi quy tăng trưởng, tác giả thực hiện kiểm định nhân quả Granger để tìm hiểu về phạm vi mà mức độ nội sinh của biến nợ nội địa tác động tới, cũng như ảnh hưởng đến thu nhập, tiết kiệm, tiết kiệm khu vực tư, thể chế (chính sách cân bằng kinh tế của chính phủ), và phát triển tài chính. Mặc dù những kiểm định đó được sử dụng rất rộng rãi trong nhiều bối cảnh, cần phải biết rằng chúng được đánh giá trên mối quan hệ thống kê và không cần thiết phải nhấn mạnh mối qua hệ kinh tế. Sự phủ nhận này thiết lập tính cân bằng cho thống kê.
Phụ lục I chi tiết hóa các phương pháp thống kê kinh tế làm nền móng cho kiểm định nhân quả Granger. Việc kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger giữa các biến này nhằm mục đích xác định mức độ có thể ảnh hưởng của các chuỗi dữ liệu với nhau, và xem xét vấn đề nợ nội địa có tác động đến những biến đồi trong thời kỳ tương lai với các biến khác, kiểm tra khả năng ảnh hưởng của việc vay nợ nội địa đối với các yếu tố vĩ mô của nền kinh tế. Những mối quan hệ đó được tổng hợp trong bảng quan hệ nhân quả tiếp theo sau đây, và dường như là hỗ trợ cho mối liên kết thống kê nhân quả qua lại giữa nợ nội địa và những biến khác.
Bảng 3.8: Kết quả kiểm định nhân quả Granger cho tác động qua lại giữa các biến tiết kiệm/GDP, nợ nội địa/GDP, lạm phát hàng năm và GDP bình quân đầu người với độ trễ là 2
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob. DOMDEBT does not Granger Cause LNY 19 0.16884 0.8463 LNY does not Granger Cause DOMDEBT 5.82117 0.0145 DOMDEBT does not Granger Cause PRSAVING 19 2.27333 0.1396 PRSAVING does not Granger Cause DOMDEBT 1.69443 0.2193 INFLATION does not Granger Cause DOMDEBT 19 0.18361 0.8342 DOMDEBT does not Granger Cause INFLATION 0.89468 0.4309 LNINVEST does not Granger Cause DOMDEBT 19 9.05911 0.0030 DOMDEBT does not Granger Cause LNINVEST 1.20546 0.3288
Giả thuyết Ho của kiểm định nhân quả Granger là ko có mối quan hệ nhân quả với = 3.59
Xem xét kết quả kiểm định nhân quả Granger cho các biến tiết kiệm, nợ nội đia, lạm phát và thu nhập đầu vào (GDP bình quân đầu người) và đầu tư với độ trễ là 2 năm, xét giá trị thống kê, thu nhập đầu vào (F-statistic > hệ số F phê phán), ta có thể bác bỏ giả thiết và nói rằng thu nhập đầu vào gây ra tác động nhân quả Granger đối với nợ nội địa với độ trễ xem xét là 2 năm. Tương tự với biến đầu tư cũng thể hiện mối quan hệ nhân quả Granger đối với nợ nộ địa, phù hợp với những nghiên cứu lý thuyết trước đây về vấn đề mối liên hệ trực tiếp giữa nợ nội địa và đầu tư trong quốc gia
Bảng 3.9 : Kết quả kiểm định nhân quả Granger cho tác động nhân quả giữa các biến tiết kiệm/GDP, nợ nội địa/GDP, lạm phát hàng năm và GDP bình quân đầu người với độ trễ là 1 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Pairwise Granger Causality Tests
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
LNY does not Granger Cause DOMDEBT 0.36521 0.5536 DOMDEBT does not Granger Cause PRSAVING 20 4.61477 0.0464 PRSAVING does not Granger Cause DOMDEBT 0.21986 0.6451 INFLATION does not Granger Cause DOMDEBT 20 0.06118 0.8076 DOMDEBT does not Granger Cause INFLATION 0.92869 0.3487 LNINVEST does not Granger Cause DOMDEBT 20 1.84290 0.1924 DOMDEBT does not Granger Cause LNINVEST 1.79953 0.1974
Xem xét lại kết quả kiểm định nhân quả Granger cho các biến tiết kiệm, nợ nội địa, lạm phát và thu nhập đầu vào với độ trễ là 1 năm, xét các giá trị thông kê, lần này thu nhập đầu vào không gây ra tác động nhân quả Granger đối với nợ nội địa, nguyên nhân có thể giải thích là vì quyết định vay nợ rút ra từ thu nhập đầu vào của người dân trong quốc gia phải được xem xét trong dài hạn, xem xét hiệu quả của việc đầu tư trong thời gian dài trước khi đi tới chuyện vay nợ để tiếp tục tài trợ cho sự phát triển của quốc gia. Xem xét trong thời hạn ngắn hơn thì dường như nợ nội địa gây ra tác động nhân quả Granger đối với tỷ lệ tiết kiệm, nợ nội địa và tiết kiệm khu vực tư dường như có mối liên hệ trực tiếp. tiết kiệm khu vực tư càng cao làm gia tăng phạm vi phân phối cho nợ nội địa trong khi một phân phối lớn hơn của các công cụ nợ nội địa cung cấp một sự khích lệ cho việc gia tăng tiết kiệm khu vực tư, làm mạnh hơn và mở rộng thị trường nợ nội địa có thể, do vậy, hình thành một xu hướng của một chu kỳ tiết kiệm khu vực tư cao hơn và thị trường vốn mạnh mẽ hơn.
Thực hiện kiểm định mô hình 3.1 : Đối với biến DOMdebt
Bảng 3.13 : Kết quả hồi quy theo phương pháp OLS với biến DOMdebt
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -80.06243 52.33265 -1.529875 0.1570
LNY -39.69163 18.39501 -2.157739 0.0563 GPOP 2.347535 8.049167 0.291649 0.7765 INFLATION 0.002914 0.007538 0.386533 0.7072 LNINVEST 49.43095 18.11475 2.728768 0.0212 FISBAL -0.000401 0.003117 -0.128688 0.9002 GTOT -0.011572 0.018436 -0.627673 0.5443 LNOPEN 8.021263 16.90523 0.474484 0.6453 DOMDEBT 0.006706 0.003430 1.955174 0.0791 EXTDEBT -0.001368 0.000704 -1.943002 0.0807 PRSAVING 0.002106 0.001238 1.701804 0.1196 R-squared 0.636778 Mean dependent var 8.227720 Prob(F-statistic) 0.194801 Durbin-Watson stat 1.353183
Mô hình có một vài thông số khá tốt. Hệ số R2 cao ( khoảng 63%). Tiếp theo là các hệ số p-value, ta có thể nhận thấy rằng ở mức ý nghĩa 5%, không có biến số nào có ý nghĩa trong việc giải thích tác động ảnh hưởng đến tốc độ tăng trưởng của GDP bình quân đầu người. Biến DOMdebt là biến được chúng ta trông chờ sẽ có tác động ảnh hưởng biến đến tăng trưởng chỉ có ý nghĩa ở mức ý nghĩa là 10% (p-value là 0.0791) cũng với một vài biến khác có khả năng giải thích cho mô hình.
Do hệ số tương quan giữa các biến là tương đối cao (xem phụ lục 5), có thể xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, chúng ta tiến hành thực hiện kiểm định tự tương quan và sau đó loại bỏ một số biến có tương quan cao với các biến khác và thực hiện tái hồi quy với các biến còn lại
Bảng 3.11 : Kết quả tái hồi quy theo phương pháp OLS với biến DOMdebt
C -73.64535 34.65891 -2.124861 0.0506 DOMDEBT 0.005796 0.001943 2.983350 0.0093 LNY -35.12334 7.572347 -4.638369 0.0003 LNINVEST 53.86330 13.51164 3.986436 0.0012 EXTDEBT -0.001167 0.000376 -3.107814 0.0072 PRSAVING 0.002058 0.000964 2.134735 0.0497 R-squared 0.605472 Mean dependent var 8.227720 Prob(F-statistic) 0.009581 Durbin-Watson stat 1.379090
Kết quả sau khi thực hiện tái hồi quy thu được tương đối ấn tượng, các biến số đều có ý nghĩa giải thích rất cao cùng với khả năng giải thích được đến 60% sự gia tăng của GDP bình quan đầu người (R2 = 60,55%). Biến Domdebt thu được kết quả rất tốt và có ý nghĩa giải thích đối với mô hình. Nhưng với hệ số tác động rất nhỏ, ta có thể thấy được rằng nếu nợ công nội địa/GDP tăng 1% thì tăng trưởng GDP bình quân đầu người chỉ tăng khoảng 0.006%, một con số rất nhỏ. Như vậy có thể nói nợ công có ảnh hưởng đến tăng trưởng GDP ở Việt Nam, nhưng do khả năng sử dụng còn hạn chế, đầu tư sử dụng nợ công còn chưa hiệu quả, và các chính sách tài khóa còn chưa phát huy hết tác dụng vốn có của minh, do đó mức tăng trưởng của GDP bình quân đầu người và tỷ lệ nợ công nội địa/GDP có phần lệch khi tăng trưởng song hành cùng nhau. Và với mức ý nghĩa cao, có thể thấy hệ số tiết kiệm khu vực tư và hệ số đầu tư của quốc gia có ảnh hưởng đến tốc độ gia tăng GDP trên người, cùng với kết quả kiểm định nhân quả Granger được thự hiện ở phần trước, DOMDEBT gây ra tác động nhân quả Granger đối với hệ số tiết kiệm khu vực tư, và do đó gián tiếp gây ảnh hưởng đến sự gia tăng GDP bình quân đầu người, điều này phù hợp với lý thuyết mà chúng ta đã tranh luận trong phần (2.4).
Thực hiện kiểm định mô hình 3.2 : Đối với biến DD2dep
Sau khi thực hành việc hồi quy xem xét ảnh hưởng của biến nợ nội địa/ GDP để kiểm tra ảnh hưởng của khối lượng nợ nội địa cùng với chính sách tài khóa của quốc gia có vai trò như thế nào trong nền kinh tế vĩ mô, tác giả tiếp tục thực hiện việc ước lượng mô hình ảnh hưởng của khối lượng nợ nội địa cùng với chính sách tiền tệ của quốc gia, kiểm tra liệu các tác động của nộ nội địa khi xem xét trên mặt này có tác động như thế nào đến tăng trưởng của toàn quốc gia trong thời kỳ được xem xét.