Kết quả kiểm định các khuyết tật của mô hình và thảo luận kết quả

3.3.1.Kiểm định bỏ sót biến độc lập Ramsey RESET

Thiết lập cặp giả thuyết thống kê:

{ 𝐇𝟎: Mô hình không bỏ sót biến

𝐇𝟏: Mô hình có bỏ sót biến

Tiến hành kiểm định Ramsey’s RESET bằng STATA, chạy lệnh estat ovtest ta

33

F (3, 122) = 0.30

Prob > F = 0.8289

Ta thấy: Tại mức ý nghĩa 5%, [Prob > F] = 0.8289 > 0.05

 Không có đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0.

Kết luận: Mô hình không bị bỏ sót biến. Mô hình được xác định đúng tại mức ý nghĩa 5%.

3.3.2.Kiểm định đa cộng tuyến

Thiết lập cặp giả thuyết thống kê:

{ 𝐇𝟎: Mô hình không tồn tại đa cộng tuyến

𝐇𝟏: Mô hình có tồn tại đa cộng tuyến

Sử dụng phần mềm STATA, chạy lệnh estat vif ta thu được kết quả như bảng 7:

Bảng 7. Kết quả kiểm định đa cộng tuyến

Variable VIF 1/VIF

GDP 1.66 0.602688 INF 1.56 0.641177 UR 1.37 0.731575 R 1.24 0.805370 BB 1.22 0.821711 FDI 1.13 0.883661

34

ER 1.06 0.941049

Mean VIF 1.32

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả bằng phần mềm Stata16

Ta thấy: Các chỉ số VIF đều nhỏ hơn 10.

 Không có đủ cơ sở bác bỏ giả thuyết H0

 Kết luận: Tại mức ý nghĩa 5%, mô hình không có hiện tượng đa cộng tuyến.

3.3.3.Kiểm định phân phối chuẩn của nhiễu

Thiết lập cặp giả thuyết thống kê:

{ 𝐇𝟎: Sai số ngẫu nhiên phân phối chuẩn

𝐇𝟏: Sai số ngẫu nhiên không phân phối chuẩn

Sử dụng phần mềm STATA, chạy lệnh predict e, residuals sau đó chạy sktest e,

ta thu được kết quả tại bảng 8.

Bảng 8. Kết quả kiểm định phân phối chuẩn

Variable Obs. Pr(Skewness) Pr(Kurtosis) adj chi2(2) Prob>chi2

e 133 0.0000 0.0000 39.12 0.0000

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả bằng phần mềm Stata16

Ta thấy: Ở mức ý nghĩa 5%, P-value = 0.000 < 0.05

 Bác bỏ giả thiết H0.

 Kết luận: sai số ngẫu nhiên không tuân theo phân phối chuẩn. Tuy nhiên với số quan sát khá lớn như vậy trong mẫu này (133 quan sát) thì các kết quả kiểm định và dự báo vẫn đáng tin cậy.

35

3.3.4.Kiểm định tự tương quan

Vì dữ liệu sử dụng trong mô hình này ở dạng bảng, bao gồm các quan sát cho nhiều quốc gia (11 quốc gia) trong nhiều năm (15 năm, từ 2001 – 2015) nên không cần tiến hành kiểm định tự tương quan.

3.3.5.Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Thiết lập cặp giả thuyết thống kê:

{ 𝐇𝟎: Phương sai sai số không đổi

𝐇𝟏: Phương sai sai số thay đổi

Sử dụng phần mềm STATA, chạy lệnh estat hettest thu được kết quả sau:

chi2(1) = 45.32

Prob > chi2 = 0.0000

Ta thấy: Với mức ý nghĩa 5%, ta thấy [Prob > chi2] = 0.000 < 0.05

 Bác bỏ giả thiết H0.

 Kết luận: Tại mức ý nghĩa 5%, mô hình có phương sai sai số thay đổi. Khắc phục: sử dụng mô hình phương sai sai số chuẩn (Standard Errors or Robust Standard Errors) để khắc phục phương sai sai số thay đổi.

Sử dụng lệnh reg GD BB GDP ER INF R FDI UR, robust ta được kết quả như trong

bảng 9:

Bảng 9. Kết quả ước lượng sau khi khắc phục lỗi PSSS thay đổi

GD Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]

BB .5796397 .3871406 1.50 0.137 -.1865595 1.345839

36 ER -.0014756 .0003768 -3.92 0.000 -.0022212 -.0007299 INF 2.171652 .4850692 4.48 0.000 1.21164 3.131664 R .8222636 .3952111 2.08 0.040 .0400919 1.604435 FDI 2.366035 .4302438 5.50 0.000 1.514529 3.217541 UR -2.403433 1.011285 -2.38 0.019 -4.404892 -.401974 _cons 20.30187 5.926387 3.43 0.001 8.57281 32.03092

Nguồn: Tính toán của nhóm tác giả bằng phần mềm Stata16

Vậy là chúng ta đã khắc phục được vấn đề phương sai sai số thay đổi thành công.

3.3.6.Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu

3.3.6.1. Kiểm định ý nghĩa thống kê của các hệ số hồi quy

Thiết lập cặp giả thuyết thống kê:

𝐇𝟎: βj = 0 𝐇𝟏: βj ≠ 0

Sử dụng kết quả thu được ở bảng 9, ta thấy β0, β2, β3, β4 , β5 , β6 , β7 đều có p<0.05, trừ β1 = 0.137 > 0.05.

 Kết luận: các hệ số hồi quy đều có ý nghĩa thống kê trừ β1.

3.3.6.2. Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Mô hình có ý nghĩa khi các hệ số của mô hình không đồng thời bằng không. Thiết lập cặp giả thuyết thống kê:

𝐇𝟎: β1 = β2 = β3 = β4 = β5 = β6 = β7 = 0 𝐇𝟏: β12+ β22+ β32+ β42+ β52+ β62+ β72 = 0

37

Theo kết quả thu được từ bảng 6 cho thấy P-value = 0.000 < α = 0.05

 Bác bỏ giả thuyết H0.

 Kết luận: mô hình hồi quy có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5%.

3.3.6.3. Ý nghĩa các ước lượng của hệ số hồi quy

Mô hình hồi quy mẫu:

GD= 20.3 + 0.579BB + 3.267GDP - 0.001ER + 2.171INF + 0.822R + 2.366FDI - 2.403UR+ ei

Ta có thể giải thích ý nghĩa của chúng như sau:

 β ̂0 = 20.3 (ước lượng cho hệ số chặn): Trong trường hợp các biến độc lập đều mang giá trị bằng 0 thì nợ công của các quốc gia Đông Nam Á bằng 20.3 (% GDP)

 β ̂1= -0.579 (ước lượng cho hệ số hồi quy của BB): Trong điều kiện các biến độc lập còn lại không đổi, nếu thâm hụt cán cân ngân sách của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 1 đơn vị (% GDP) thì giá trị kỳ vọng của nợ công của các quốc gia Đông Nam Á giảm đi 0.579 đơn vị (% GDP). Mối quan hệ giữa GD và BB là mối quan hệ ngược chiều.

 β ̂2= 3.267 (ước lượng cho hệ số hồi quy của GDP): Trong điều kiện các biến độc lập còn lại không đổi, nếu tốc độ tăng trưởng của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 1 đơn vị thì giá trị kỳ vọng của nợ công của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 3.267 đơn vị (% GDP). Mối quan hệ giữa GD và GDP là mối quan hệ cùng chiều.

 β ̂3= -0.001 (ước lượng cho hệ số hồi quy của ER): Trong điều kiện các biến độc lập còn lại không đổi, nếu tỷ giá hối đoái thực tế của đồng tiền ở các quốc gia Đông Nam Á/USD tăng lên 1 đơn vị thì giá trị kỳ vọng của nợ công của các quốc gia Đông Nam Á giảm đi 0.001 đơn vị (% GDP). Mối quan hệ giữa GD và ER là mối quan hệ ngược chiều.

 β ̂4= 2.171 (ước lượng cho hệ số hồi quy của INF): Trong điều kiện các biến độc lập còn lại không đổi, nếu tỷ lệ lạm phát của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 1 đơn

38

vị (%) thì giá trị kỳ vọng của nợ công của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 2.171 đơn vị(% GDP). Mối quan hệ giữa GD và INF là mối quan hệ cùng chiều.

 β ̂5= 0.822 (ước lượng cho hệ số hồi quy của R): Trong điều kiện các biến độc lập còn lại không đổi, nếu lãi suất thực của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 1 đơn vị (%) thì giá trị kỳ vọng của nợ công của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 2.171 đơn vị(% GDP). Mối quan hệ giữa GD và R là mối quan hệ cùng chiều.

 β ̂6= 2.366 (ước lượng cho hệ số hồi quy của FDI): Trong điều kiện các biến độc lập còn lại không đổi, nếu đầu tư trực tiếp từ nước ngoài của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 1 đơn vị (%GDP) thì giá trị kỳ vọng của nợ công của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 2.366 đơn vị(% GDP). Mối quan hệ giữa GD và FDI là mối quan hệ cùng chiều.

 β ̂7= -2.403 (ước lượng cho hệ số hồi quy của UR): Trong điều kiện các biến độc lập còn lại không đổi, nếu tỷ lệ thất nghiệp của các quốc gia Đông Nam Á tăng lên 1 đơn vị (%) thì giá trị kỳ vọng của nợ công của các quốc gia Đông Nam Á giảm đi 2.403 đơn vị(% GDP). Mối quan hệ giữa GD và UR là mối quan hệ cùng chiều.

39

CHƯƠNG 4. KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 4.1.Kết luận

Trên cơ sở xác định vấn đề và mục tiêu nghiên cứu về nợ công, dựa trên cơ sở dữ liệu của 11 quốc gia Đông Nam Á trong giai đoạn 2001 – 2015, mô hình đã giải thích được 50.8% sự phụ thuộc của nợ công ở các nước Đông Nam Á vào các yếu tố kinh tế, trong đó có cả Việt Nam. Thông qua phương pháp nghiên cứu định lượng và phương pháp phân tích hồi quy nhóm đã đạt được những công việc như sau:

Thứ nhất, nhóm đã trình bày được khung lý thuyết về nợ công, các khung phân tích trong đó có mô hình DSF của IMF và World Bank (2017) và các mô hình khác, bên cạnh đó, kế thừa các nghiên cứu trong và ngoài nước làm cơ sở cho việc phân tích các nhân tố quyết định đến sự thay đổi quy mô nợ công;đồng thời, xác định rõ tầm ảnh hưởng của các yếu tố thâm hụt ngân sách nhà nước, chi phí lãi vay, lạm phát, tăng trưởng kinh tế, đầu tư trực tiếp nước ngoài và các nhân tố khác trong mối quan hệ với nợ công. Dựa trên cơ sở lý thuyết, các mô hình nghiên cứu cũng như các nghiên cứu thực nghiệm đã được thực hiện trước đây, bài tiểu luận đã tìm ra đạt được những mục tiêu nghiên cứu đặt ra lúc ban đầu.

Thứ hai, nhóm đã xây dựng khung phân tích thực nghiệm dựa trên mô hình nghiên cứu và các nghiên cứu thực nghiệm trước đó, bên cạnh việc chỉ ra các nhân tố căn bản như thâm hụt ngân sách, tăng trưởng kinh tế, lạm phát, thâm hụt ngân sách, chi phí lãi vay, nghiên cứu còn chỉ ra thêm các nhân tố thực sự có tác động đến quy mô nợ công của quốc gia.

Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng thâm hụt ngân sách, lạm phát tác động cùng chiều với nợ công, thêm vào đó còn có hai yếu tố khác là tăng trưởng kinh tế và đầu tư trực tiếp nước ngoài. Đây là hai yếu tố có tác động trái so với mong đợi ban đầu. Điều này có thể lý giải như sau: Tại khu vực Đông Nam Á, phần lớn các quốc gia có sự phát triển tương đối thấp, tốc độ tăng trưởng trong giai đoạn 2001-2015 chỉ dao động trong khoảng 2.0-6.0, thậm chí có nước đạt tốc độ tăng trưởng âm như Brunei (2014). Chính bởi vậy, tốc độ tăng trưởng không có tác động rõ rệt trong việc giúp quốc gia đó làm

40

giảm nợ công. Một quốc gia có tốc độ tăng trưởng dương, không đồng nghĩa với việc quốc gia đó thịnh vượng và cán cân ngân sách của họ luôn thặng dư, đủ nguồn vốn để chi trả cho các hoạt động phát triển đất nước mà không cần đến vay nợ, đặc biệt là các quốc gia tại Đông Nam Á. Đây có thể chỉ được coi là một sự đảm bảo để quốc gia đó có thể vay nợ nhiều hơn. Trong bài nghiên cứu này, với nguồn dữ liệu từ World Bank đã chỉ ra rằng, GDP và FDI có tác động dương với nợ công.

Bên cạnh đó, tỷ giá hối đoái, lãi suất cho vay và tỷ lệ thất nghiệp có tác động âm với nợ công và góp phần tích cực vào giảm quy mô nợ công. Trong đó, phải xét riêng yếu tố như tỷ lệ lao động thất nghiệp bởi lẽ tại các quốc gia Đông Nam Á, phần đa vẫn là nguồn lao động thấp, chưa có tay nghề cao, điều này đã dẫn đến tác động ngược với mong đợi.

4.2.Các gợi ý chính sách

4.2.1.Gợi ý chính sách chung cho các nước Đông Nam Á

Từ kết quả bài nghiên cứu này, nhóm tác giả xin đưa ra một số hàm ý về mặt chính sách góp phần vào việc hạn chế nợ công, liên hệ đến giai đoạn 2019-2021 khi đại dịch Covid-19 đang tiếp diễn như sau:

Đại dịch Covid-19 đã và đang gây tổn thất nặng nề lên kinh tế nhiều nước. Trong quý 4-2020, nợ công của các chính phủ trên toàn cầu bằng 105% GDP toàn cầu, cao hơn 88% của năm 2019. Đây cũng là mức cao nhất kể từ sau Thế chiến thứ hai. Tại Đông Nam Á, tính đến năm 2021, các chuyên gia cảnh báo, dù những nước có tiềm lực kinh tế như Singapore có thể “chịu được nhiệt”, nhưng những quốc gia như Philippines và Indonesia... sẽ đối mặt với sức ép nợ công rất lớn và trách nhiệm trả nợ sẽ đè nặng lên vai các thế hệ trẻ.

Đứng trước thực tế như vậy cùng với kết quả nghiên cứu, một số chính sách được gợi ý cho các nước Đông Nam Á như sau:

Thứ nhất, về yếu tố cán cân ngân sách:

Xuất phát từ bản chất nhu cầu vay nợ có thể thấy, nợ công phát sinh từ việc chính phủ chi tiêu nhiều hơn so với thu ngân sách. Thực tế, Chính phủ các nước Đông Nam Á

41

hiện đang áp dụng những biện pháp bất thường để ngăn ngân sách nhà nước suy giảm quá sâu do phải đưa ra nhiều chương trình giải cứu trong bối cảnh đại dịch căng thẳng. Cụ thể, chính phủ Thái Lan đã cung cấp các khoản vay tổng số 1,5 nghìn tỷ bath tương đương 44,9 tỷ USD nhằm hỗ trợ cho người dân và doanh nghiệp. Kết quả, nợ công dự kiến sẽ lên mức 58,8% GDP ở thời điểm cuối tháng này. Tại Indonesia, chính phủ sẽ mở rộng ngân sách hỗ trợ cho kinh tế phục hồi lên 744,7 nghìn tỷ bath tương đương 52,2 tỷ USD từ mức 699 nghìn tỷ bath. Trong khi đó lại Malaysia, nơi tập trung rất nhiều ca nhiễm COVID-19 tại Đông Nam Á, chính phủ Malaysia vào cuối tháng 8/2021 đã nâng dự báo triển vọng thâm hụt ngân sách/GDP lên mức từ 6,5% đến 7% từ mức 5,4%... Như vậy, có thể thấy khi Covid diễn ra, đã gây ảnh hưởng không nhẹ đến nền kinh tế nói chung và nợ công nói riêng.

Về vấn đề này, bằng cách đạt được một mức ngân sách thặng dư hoặc cân bằng, chính phủ các nước có thể hạn chế được vay nợ và làm giảm tốc độ gia tăng của nợ công. Tuy nhiên đặt trong tình thế như hiện tại thì việc cân bằng hay thặng dư đối với những nước này là tương đối khó. Do đó, để đảm bảo an toàn ngân sách, giảm vay nợ, chỉnh phủ cần quản lý chặt chẽ việc sử dụng ngân sách. Trong cơ cấu chi đầu tư, chính phủ cần đảm bảo việc sử dụng có hiệu quả vốn đầu tư bằng cách đánh giá khách quan các dự án công, tránh đầu tư tràn lan, thiếu quy hoạch, việc xét duyệt dự án cần dựa trên thực tế khách quan, nhu cầu thiết yếu, hiệu quả tài chính và xã hội của dự án. Đối với hoạt động thu ngân sách, chính phủ cần nghiên cứu mức thuế suất hợp lý, vừa đảm bảo an toàn ngân sách cũng như đáp ứng nhu cầu chi tiêu và đầu tư của chính phủ, vừa đảm bảo thúc đẩy hoạt động sản xuất kinh doanh và đầu tư phát triển kinh tế, tránh tạo áp lực thuế đến người dân gây tác động ngược chiều.

Thứ hai, về yếu tố lạm phát:

Kết quả nghiên cứu cho thấy, yếu tố lạm phát có tác động dương đối với nợ công, lạm phát cao có thể bào mòn giá trị nợ công tại các quốc gia thu nhập trung bình thấp, đặc biệt là các quốc gia hiện có nợ công là các khoản nợ vay trong nước chiếm tỷ trọng lớn. Theo IMF, lạm phát tại khu vực ASEAN-5 dự báo tăng cao trong năm 2021 khi đạt mức 2,3%, tăng 0,9 điểm phần trăm so với năm 2020 và tiếp tục tăng lên mức 2,7% vào

42

năm 2022. Cụ thể, tại Malaysia, lạm phát hàng năm của nước này đã tăng vọt lên mức 4,7% trong tháng 4/2021, cao hơn nhiều so với mức -0,2% của tháng 01/2021 và cao hơn mức 1,7% của tháng trước đó.Tại Thái Lan, lạm phát tăng từ -0,34% trong tháng 01 lên 3,41% trong tháng 4/2021, cao hơn mức ước tính của thị trường là tăng 2,5%, trong khi đó tại Philippines, tỷ lệ lạm phát tăng từ 4,2% trong tháng 01 lên 4,5% trong tháng 4/2021... Với mức gia tăng như vậy thì lạm phát đang là một vấn đề đáng lo ngại.

Khi gia tăng lạm phát, đây cũng sẽ là yếu tố tác động cả vào thu ngân sách cũng nhưchi tiêu ngân sách với mức độ tác động là rất khó định lượng. Trong trường hợp chi tiêu ngân sách luôn cao hơn và chi tiêu thường xuyên nhiều thì ngân sách sẽ tăng cường

thâm hụt. Hơn thế, với các nền kinh tế như các quốc gia thu nhập thấp có mức độ ổn