CHƢƠNG 5 : KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
5.2. Khuyến nghị chính sách
Thực tế nghiên cứu về nợ công ở Việt Nam gặp rất nhiều khó khăn do việc thiếu dữ liệu và thơng tin liên quan đến tình hình nợ cơng. Để có thể quản lý tốt và đánh giá một cách chính xác tình hình và những rủi ro của ngân sách và nợ công, điều quan trọng nhất là phải công khai minh bạch những thông tin về vấn đề này. Việc đo lƣờng tính tốn nợ ở Việt Nam hiện cũng đang có những khác biệt so với các tổ chức quốc tế. Để có thể đánh giá một cách khách quan tình hình nợ, Việt Nam nên có những thay đổi trong cách tính tốn đo lƣờng nợ để có thể bám sát hơn so với các chuẩn mực của quốc tế.
Nghiên cứu cũng đã chỉ ra tầm quan trọng của tăng trƣởng xuất khẩu trong việc đảm bảo an tồn nợ nƣớc ngồi. Do đó, trong thời gian tới Việt Nam cần có thêm nhiều chính sách khác nhau để có thể thúc đẩy xuất khẩu và thƣơng mại hơn nữa. Bên cạnh đó, với tính chất đặc thù của nợ nƣớc ngồi kèm với những rủi ro tiềm ẩn, Việt Nam nên hạn chế vay nợ nƣớc ngoài nếu có thể, đặc biệt là các khoản vay ngắn hạn trong bối cảnh các khoản vay ƣu đãi đang bị hạn chế khi Việt Nam đã trở thành một nƣớc thu nhập trung bình khá. Việc sử dụng các khoản vay thƣơng mại với lãi suất cao tiềm ẩn nhiều rủi ro nên Việt Nam cần có những cân nhắc thận trọng trƣớc khi tiến hành đi vay những khoàn vay này.
Việc phát triển thị trƣờng nợ trong nƣớc sẽ là một giải pháp tốt để thay thế cho việc vay nợ nƣớc ngoài. Việt Nam cần phải phát triển các thị trƣờng trái phiếu chính phủ
trong nƣớc, cả sơ cấp và thứ cấp. Trong ngắn hạn, chính phủ có thể phải chấp nhận lãi suất vay trong nƣớc cao để phát triển thị trƣờng trái phiếu chính phủ, qua thời gian khi thị trƣờng này phát triển, chính phủ sẽ có thể huy động vốn với chi phí thấp và kỳ hạn dài hơn. Sự phát triển của thị trƣờng trái phiếu chính phủ cịn giúp kéo theo sự phát triển của thị trƣờng trái phiếu doanh nghiệp khi mà TPCP là công cụ để xác định rủi ro của các công cụ nợ khác. Tuy nhiên, bên cạnh việc vay nợ trong nƣớc cũng cần có những chính sách tài khóa tiền tệ phù hợp để tránh hiện tƣợng lấn át đầu tƣ tƣ nhân.
Bên cạnh đó, lao động hay yếu tố con ngƣời cũng là một yếu tố mà chính phủ cần quan tâm cải thiện. Có nhƣ vậy năng suất lao động mới tăng và kinh tế mới có thêm động lực để tăng trƣởng và phát triển.
Nghiên cứu thực nghiệm trong luận văn này chỉ ra rằng việc gia tăng vay nợ đem lại tác động tiêu cực đến tăng trƣởng. Do đó, việc vay nợ để đầu tƣ phát triển kinh tế hiện tại khơng phải là hƣớng đi tốt nhất. Thay vào đó Việt Nam nên có những chính sách khác nhằm đem lại tính ổn định và minh bạch cho nền kinh tế nhằm thu hút luồng vốn đầu tƣ trực tiếp cũng nhƣ công nghệ từ nƣớc ngoài. Đây mới là cơ sở để tăng trƣởng một cách bền vững và lâu dài.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
ADB (2012). Key Indicators for Asia and The Pacific 2012. Available at: https://www.adb.org/publications/key-indicators-asia-and-pacific-2012 Alfredo Schclarek (2004). Debt and Economic Growth in developing and Industrial
Countries. Working Papers 2005:34, Lund University, Department of
Economics.
Baltagi, B.H. (2005), Econometric Analysis of Panel Data. 3rd Edition, John Wiley & Sons Inc., New York.
Barro, R. J. (1991), Economic Growth in a Cross Section of Countries, Qụarterỉy JournaI of Economics, Vol. 106, pp. 407 443
Bộ Tài chính (2014). Bản tin nợ cơng số 4. Bộ Tài chính (2016). Bản tin nợ cơng số 03.
Bộ tài chính (2002-2011). Quyết tốn Ng n sách nhà nước. Bộ tài chính (2002-2013). Dự tốn Ng n sách nhà nước.
Checherita, Cristina, and Philipp Rother (2010). The impact of high and growing
government debt on economic growth. An empirical investigation for the
Euro Area. Frankfurt: European Central Bank Working Paper Series 1237 Chowdhury (2001). External Debt and Growth in Developing Countries; A
Sensitivity and Causal Analysis. WIDER Discussion Paper.
Cunningham.R.T (1993). The effects of debt burden on economic growth in heavily
indebted developing nations. Journal of Economic Development. 18(1).
p.115-126.
De Pines, Jaime (1989). Debt Sustainability and Overadjustment. World Development. Vol 17, No. 1.
Domar, E. (1946), Capital Expansion, Rate ofGrowth and Employment, Economitrica
Evsey Domar, Essays in the Theory of Economic Growth (Oxford, nhà xuất bản đại học Oxford, 1957).
Greene, W.H. (2012), Econometric Analysis, [u.a.]: Pearson, 2012. ISBN 978-0- 273-75356-8.
Hemantha Kumara, N.S.Cooray (2013). Public debt and economic growth in Sri
Lanka: Is there any threshold level for public debt?
Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), Phân tích dữ liệu nghiên cứu với
SPSS. Nhà xuất bản Hồng Đức.
International Monetary Funds (2009). The Joint World Bank-IMF Debt
Sustainability Framework for Low-Income Countries. Available at:
http://www.imf.org/external/np/exr/facts/jdsf.htm
International Monetary Fund (2007). Manual on Fiscal Transparency
International Monetary Fund (2010). Public Sector Debt Statistics - Guide for
Compliers and Users
International Monetary Fund (2011), Some Tools for Public Sector Debt Analysis, Chapter 9 in Public Sector Debt Statistics: Guide for Compilers and Users International Monetary Fund (2012). World Economic Outlook Database.
International Monetary Fund (2012). Staff report for the 2012 Article IV
consultation - Debt Sustainability Analysis. Approved By Masahiko Takeda
and Dhaneshwar Ghura (IMF) and Sudhir Shetty and Jeffrey D. Lewis (IDA).
Kruman, P. (1988). Financing vs. Forgiving a Debt overhang. NBER Working Paper No.2486
Levy, A. & Chowdhury, (1993). An integrative analysis of external debt, capital
accumulation and production in Latin America, Asia-Pacific and Sub-
Lin.S (2000). Government debt and economic growth in an overlapping generations
model. Southern Economic Journal. 66(3). p.754-763
Lucas, R.E. Jr. (1988), On the Mcchanics of Economic Dcvelopment, dournal of Monetary Economica
Mankiw, N Gregory, David Romer and David N Weil (1992). A Contribution to the
Empirics of Economic Growth. The Quarterly Journal of
Economics107(2):407-37.
Manase, P. and Roubini, N. (2005), Rules of Thumb for Sovereign Debt Crisis, IMF working paper, Vol 05, (No.42)
Muhammad, S. Chaudhry and S. Yaqub (2012). Debt Burden of Pakistan: Impact
and Remedies for Future. Universal Journal of Management and Social
Sciences, vol. 2, 30-40
Natia Kutivadze (2011). Public debt, domestic, external financing and economic
growth. Working paper University Milano
Nguyễn Hoàng Bảo và Đồn Kim Thành (2009), Khảo sát tính bền vững của nợ
nước ngoài và nghĩa đ ng g p đối với tăng trưởng kinh tế ở VN, Tạp chí
Phát triển Kinh tế (228).
Nguyễn Hồng Bảo (2014), Mơ hình tăng trưởng kinh tế Việt Nam: Hệ phương
trình đồng thời. Tạp chí Phát triển Kinh tế (284) 02-21
Patillo, C., Poirson, H., and Ricci, L. (2002). External debt and growth. IMF Working Paper 02/69
Patillo, C., Poirson, H., and Ricci, L. (2004). What are the channels through which
external debt affects growth?. IMF Working Paper 04/15.
Presbitero, Andrea Filippo, Total Public Debt and Growth in Developing Countries (November 12, 2010). Centro Studi Luca d'Agliano Development Studies Working Paper No. 300.
Reinhart, C.M., Vincent R. Reinhart và Kenneth S. Rogoff. (2012). Public debt
overhangs: Advanced-Economy Episodes Since 1800. Journal of Economic
Perspectives.Volume 26, Number 3, Pages 69–86.
Reinhart, Carmen M., and Kenneth S. Rogoff (2010). Growth in a Time of Debt. No. w15639. National Bureau of Economic Research
Romer, p. (1990), Endogenous Tcchnological Change, Journal of Politìcal Economy, 98: 71 - 102
Safia & Shabbir (2009). Does External Debt Affect Economic Growth Evidence
from Developing Countries.
Siddiqui, R. & Malik (2001). Debt and economic growth in South Asia. The Pakistan Development Review, 677-688.
Singh (1999). Nigeria Public Debt and Economic Growth: An Empirical
Assessment of Effects on Poverty. African Institute for Applied Economics
Enugu Nigeria
Solow, R. (1956), A Contríbution to the Theory of Economic Growth, Qƣarterỉy dourna! o/ Economics,
Sử Đình Thành (2012 , Ngưỡng nợ công nghiên cứu thực nghiệm ở Việt Nam, Tạp chí Phát triển Kinh tế (257), 20-26.
Ủy ban Kinh tế của Quốc hội và UNDP tại Việt Nam (2013). Nợ cơng và tính bền
vững ở Việt Nam: Quá khứ, hiện tại và tương ai. Nhà xuất bản Tri Thức.
Vanlalramsanga and Vijay Varadi, (2012). Assessment of the Impact of Fiscal
Policy on Economic Growth: An Empirical Analysis. EERI Research Paper
Series No 06/2012.
Vo Tri Thanh, Dinh Hien Minh, Do Thu Huong, Nguyen Thi Hong (2001), The
Sustainability of the Curent Account Deficit and External Debt in Vietnam,
EADN WORKING PAPERS No.10 December 2001.
World Bank (2006), How to Do a Debt Sustainability Analysis for Low-Income
PHỤ LỤC 1: KIỂM ĐỊNH VIF
PHỤ LỤC 2: KIỂM ĐỊNH PHƢƠNG SAI THAY ĐỔI
Mơ hình nợ cơng tuyến tính
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 2.982692 Prob. F(1,22) 0.0982
Obs*R-squared 2.865368 Prob. Chi-Square(1) 0.0905
Test Equation:
Dependent Variable: LRESID2 Method: Least Squares Date: 05/18/17 Time: 14:35 Sample (adjusted): 1992 2015
Included observations: 24 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -14.97915 2.268118 -6.604222 0.0000
LRESID2(-1) -0.344184 0.199290 -1.727047 0.0982
R-squared 0.119390 Mean dependent var -11.14827
Adjusted R-squared 0.079363 S.D. dependent var 2.416896
S.E. of regression 2.319008 Akaike info criterion 4.599811
Sum squared resid 118.3115 Schwarz criterion 4.697982
Log likelihood -53.19773 Hannan-Quinn criter. 4.625856
F-statistic 2.982692 Durbin-Watson stat 2.141726
Prob(F-statistic) 0.098175 Mean VIF 95.67 cris 1.64 0.611146 loda 2.09 0.477640 fdi 2.23 0.448994 ip 4.74 0.211039 linf 5.77 0.173389 ig 11.48 0.087099 debt 50.87 0.019657 lnlabor 322.47 0.003101 lnexport 459.71 0.002175 Variable VIF 1/VIF
Mơ hình nợ cơng bình phƣơng
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 4.779084 Prob. F(1,22) 0.0397
Obs*R-squared 4.283119 Prob. Chi-Square(1) 0.0385
Test Equation:
Dependent Variable: LRESID2 Method: Least Squares Date: 05/18/17 Time: 14:38 Sample (adjusted): 1992 2015
Included observations: 24 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -15.49909 2.128313 -7.282336 0.0000
LRESID2(-1) -0.422355 0.193199 -2.186112 0.0397
R-squared 0.178463 Mean dependent var -10.89699
Adjusted R-squared 0.141121 S.D. dependent var 1.655280
S.E. of regression 1.534043 Akaike info criterion 3.773346
Sum squared resid 51.77236 Schwarz criterion 3.871518
Log likelihood -43.28016 Hannan-Quinn criter. 3.799391
F-statistic 4.779084 Durbin-Watson stat 2.196270
PHỤ LỤC 3: KIỂM ĐỊNH TỰ TƢƠNG QUAN PHẦN DƢ
Mơ hình nợ cơng tuyến tính
H0: no serial correlation
1 0.112 1 0.7384 lags(p) chi2 df Prob > chi2 Durbin's alternative test for autocorrelation
. estat durbinalt . _cons 4.710597 2.953384 1.59 0.132 -1.584393 11.00559 cris -.015701 .0063094 -2.49 0.025 -.0291491 -.0022529 loda .0492748 .2767234 0.18 0.861 -.5405471 .6390966 fdi .3651688 .1261735 2.89 0.011 .0962363 .6341013 ig -.1073668 .1429353 -0.75 0.464 -.4120261 .1972925 ip -.0509426 .0916837 -0.56 0.587 -.2463618 .1444766 lnlabor -.3137572 .2235421 -1.40 0.181 -.790226 .1627116 lnexport .0366916 .0405825 0.90 0.380 -.0498079 .1231911 debt -.0179175 .020886 -0.86 0.404 -.0624349 .0265999 linf .0312145 .0319285 0.98 0.344 -.0368394 .0992684 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .004132038 24 .000172168 Root MSE = .00986 Adj R-squared = 0.4348 Residual .001459713 15 .000097314 R-squared = 0.6467 Model .002672326 9 .000296925 Prob > F = 0.0273 F( 9, 15) = 3.05 Source SS df MS Number of obs = 25 . reg growth linf debt lnexport lnlabor ip ig fdi loda cris
Mơ hình nợ cơng bình phƣơng
H0: no serial correlation
1 0.098 1 0.7537 lags(p) chi2 df Prob > chi2 Durbin's alternative test for autocorrelation
. estat durbinalt . _cons 5.115163 3.263644 1.57 0.139 -1.884657 12.11498 cris -.0151763 .00668 -2.27 0.039 -.0295035 -.0008491 loda .014442 .3026862 0.05 0.963 -.6347554 .6636394 fdi .3108835 .2045359 1.52 0.151 -.1278023 .7495693 ig -.1042329 .1476127 -0.71 0.492 -.4208308 .2123649 ip -.0341246 .1064087 -0.32 0.753 -.2623486 .1940994 lnlabor -.3441791 .2468169 -1.39 0.185 -.8735488 .1851906 lnexport .0419251 .0445132 0.94 0.362 -.0535462 .1373964 debt2 -.0038973 .0113334 -0.34 0.736 -.028205 .0204104 debt -.0062374 .0402139 -0.16 0.879 -.0924876 .0800127 linf .0339067 .0338288 1.00 0.333 -.0386488 .1064622 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .004132038 24 .000172168 Root MSE = .01017 Adj R-squared = 0.3995 Residual .001447486 14 .000103392 R-squared = 0.6497 Model .002684552 10 .000268455 Prob > F = 0.0504 F( 10, 14) = 2.60 Source SS df MS Number of obs = 25 . reg growth linf debt debt2 lnexport lnlabor ip ig fdi loda cris
PHỤ LỤC: KẾT QUẢ HỒI QUY
Mơ hình nợ cơng tuyến tính
_cons 4.234181 .7043647 6.01 0.000 2.732863 5.735498 cris -.016167 .0038299 -4.22 0.001 -.0243302 -.0080038 loda .071107 .1609357 0.44 0.665 -.2719192 .4141333 fdi .4011435 .0782721 5.12 0.000 .2343104 .5679765 ig -.0534761 .0349059 -1.53 0.146 -.1278762 .020924 ip -.0642713 .0298659 -2.15 0.048 -.127929 -.0006136 lnlabor -.2798007 .048353 -5.79 0.000 -.3828627 -.1767386 lnexport .0315861 .0073279 4.31 0.001 .0159672 .0472051 debt -.0191868 .0084123 -2.28 0.038 -.0371171 -.0012565 linf .040415 .0250578 1.61 0.128 -.0129945 .0938245 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .001906784 24 .000079449 Root MSE = .00092 Adj R-squared = 0.9893 Residual .000012693 15 8.4617e-07 R-squared = 0.9933 Model .001894092 9 .000210455 Prob > F = 0.0000 F( 9, 15) = 248.71 Source SS df MS Number of obs = 25 (sum of wgt is 4.9995e+11)
Mơ hình nợ cơng bình phƣơng _cons 6.286298 1.394781 4.51 0.000 3.294789 9.277806 cris -.0136305 .004122 -3.31 0.005 -.0224712 -.0047898 loda -.0802375 .1739109 -0.46 0.652 -.4532393 .2927643 fdi .2260737 .1141948 1.98 0.068 -.0188497 .4709971 ig -.0480232 .0531461 -0.90 0.381 -.1620102 .0659637 ip -.0081037 .0475335 -0.17 0.867 -.1100528 .0938454 lnlabor -.4361369 .105107 -4.15 0.001 -.6615689 -.2107049 lnexport .0598458 .0187274 3.20 0.006 .0196795 .1000121 debt2 -.010825 .0078789 -1.37 0.191 -.0277235 .0060736 debt .0196086 .0259273 0.76 0.462 -.0359998 .0752171 linf .036108 .0251021 1.44 0.172 -.0177306 .0899466 growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total .000576524 24 .000024022 Root MSE = .00165 Adj R-squared = 0.8866 Residual .000038152 14 2.7252e-06 R-squared = 0.9338 Model .000538372 10 .000053837 Prob > F = 0.0000 F( 10, 14) = 19.76 Source SS df MS Number of obs = 25 (sum of wgt is 1.2128e+11)