CHƯƠNG 2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ KHUNG PHÂN TÍCH
3.1. Thực trạng nợcông Việt-Nam
Tình trạng thâm-hụt NS ở mức độ cao kéo dài trong nhiều năm trong khi tăng trưởng kinh tế những năm gần đây ở mức thấp dẫn đến hệ-quả tất yếu là tỷ-lệ nợ CP trên GDP Việt Nam liên tục tăng. Tỷ-lệ nợ CP tăng rất nhanh từ mức 36%-GDP năm-2001 đã lên đến 55.7%-GDP năm-2012, tốc độ tăng trưởng bình quân hàng năm ước-tính đạt khoảng 18%/năm. Tỷ-lệ nợ CP tăng nhanh và đã vượt qua ngưỡng nợ-công vốn được xem an tồn trước đó là 50%-GDP. Tuy nhiên, dường như mức nợ-công hiện nay chưa đủ lớn để cảnh báo những nhà chức trách khi vẫn có những trấn an dư luận cho rằng nợ-công vẫn trong tầm kiểm soát. Điều này được minh chứng rõ ràng khi Quốc hội đã liên tục tăng ngưỡng nợ an tồn từ mức 40% lên-50%-và-hiện-nay-là-65%-khi-tỷ-lệ-nợ-vượt-ngưỡng-an-tồn-định- sẵn.
Hình 3.1: Tỷ lệ nợ công của Việt-Nam (%GDP)
Nguồn:-The-global-debt-clock-(EIU)-và-Bản-tin-nợ-công-số-2-(MOF,-10/2003) 17 Moreno-(2002),-đã-nêu. 41.7 36 38.2 40.8 42.5 43.9 43 45.3 44.1 49.1 56.3 54.9 55.7 30 35 40 45 50 55 60 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
Hình 3.2. Tỷ lệ nợ cơng trên GDP của Việt-Nam và các nước so sánh tính đến năm 2013
Nguồn:-IMF-(2013)
So với các nước Đông Nam Á, tỷ-lệ nợ CP Việt-Nam chỉ đứng sau Singapore, Lào và Malaysia. Nếu loại trừ Sigapore18, có thể thấy Malaysia có trình độ phát triển cao hơn nhưng tỷ-lệ-nợ-công lại ở mức xấp xỉ Việt-Nam. Bên cạnh đó, tỷ-lệ nợ CP Việt-Nam cũng cao hơn mức trung bình của các nước so sánh, cao hơn nhiều so với các nước đang phát triển Châu Á. Trung Quốc là nước có tỷ-lệ-nợ-cơng thấp nhất trong nhóm so sánh, mặc dù có thể-chế-chính-trị-tương-đồng-và-quy-mơ-khu-vực-cơng-rất-lớn-như-Việt-Nam.
Cấu trúc nợ-cơng Việt-Nam
Ước tính đến cuối năm 2012, tổng nợ CP vào khoảng 55.7%-GDP, trong đó nợ nước ngồi chiếm 30.6%, phần cịn lại (25.1%) là nợ trong nước. Trong cơ cấu nợ CP, nợ nước ngồi ln chiếm tỷ trọng lớn hơn mặc dù có xu hướng giảm trong thời gian qua (năm 2010 là 65% đã giảm xuống còn 55% trong năm 2012). Điều cần lưu ý là trong cơ cấu nợ nước ngồi, các khoản nợ của khu vực CP ln chiếm tỷ trọng lớn khoảng 75%, trong khi nợ của khu vực tư nhân chỉ khoảng 25%. Mặc dù nợ của khu vực CP có xu hướng giảm nhưng 18 Sigapore-là-nước-phát-triển-có-GDP-bình-qn-đầu-người-rất-cao-và-năng-lực-tài-chính-bền-vững. 0% 20% 40% 60% 80% 100% 120%
vẫn chiếm tỷ trọng cao, điều này tạo ra sự chèn lấn trong đầu tư và phát triển của khu vực tư nhân khi mà năng lực quản lý và hiệu quả sử dụng nợ vay của tư nhân tỏ ra hiệu quả hơn.
Hình 3.3. Cấu trúc nợ của Việt-Nam (%GDP) tính đến cuối năm 2012
Nguồn:-Tác-giả-vẽ-lại-dựa-trên-bản-tin-nợ-cơng-số-2-(MOF,-10/2013)
Cấu trúc lãi suất và kỳ hạn
Là quốc gia có thu nhập thấp cộng với những thành tựu tăng trưởng kinh tế trong hơn một thập kỷ qua đã giúp Việt-Nam có được những-khoản-vay-ưu-đãi-(chủ-yếu là ODA) với kì hạn dài và lãi suất thấp. Tính đến 31/12/2010, nợ-cơng-nước-ngồi có lãi suất cố định dưới 3%, chiếm 78.44%. Trong khi đó, lãi suất của các khoản nợ-cơng trong nước ở mức khá cao, hơn 70% nợ-công trong nước của CP chịu mức lãi suất dưới 12%. Do vậy, lãi suất hiệu dụng của các khoản nợ-cơng nước ngồi khá thấp, chỉ khoảng 2.04%, bằng 1/5 so với mức 10.98% tương ứng nợ trong nước. Như vậy, gánh-nặng-lãi-suất-của-các khoản nợ- cơng-nước-ngồi thấp hơn nhiều so với nợ-cơng trong nước.
Hình 3.4. Lãi suất và tỷ trọng các khoản nợ cơng nước ngồi tính đến 31/12/2010 nước ngồi tính đến 31/12/2010
Nguồn:-Bản-tin-nợ-cơng-nước-ngồi-số-7-(MOF)
Hình 3.5. Lãi suất và tỷ trọng các khoản nợ TPCP và TPCP bảo lãnh tính đến 30/06/2012
Nguồn:-HNX (2012), trích-Phạm-Thế-Anh-(2012)
Bảng 3.1. Lãi suất hiệu dụng của các khoản nợ nước ngoài Việt-Nam
Nguồn:-Đỗ-Thiên-Anh-Tuấn-(2013)
Tuy nhiên, trong những năm qua, quy mô các khoản vay thương mại với lãi suất cao đang có-chiều hướng_tăng_khi Việt-Nam tiến vào nhóm nước thu nhập trung bình. Cụ thể, 6.8% tổng nợ-cơng-nước-ngồi có mức lãi suất từ 6 – 10% và khoảng hơn 7% có mức lãi suất thả nổi, ảnh hưởng đến xu hướng tăng lên của lãi suất hiệu dụng. Bên cạnh đó, lãi suất TPCP trong thời gian qua cũng có xu hướng gia tăng đáng kể do dư địa của các CSTK và CSTT chưa phát huy hiệu quả, làm cho lạm phát trong nước biến động khó lường. Xu hướng lãi suất của thế=giới-tăng-cao-trong bối cảnh khủng-hoảng nợ-công của Châu Âu chưa được giải quyết triệt-để-sẽ ảnh hưởng bất lợi cho các khoản vay nợ của Việt-Nam và làm tăng gánh nặng trả nợ trong tương lai.
Không những thế, tỷ trọng nợ-công do CP bảo lãnh trong tổng nợ-công ngày càng tăng nhanh từ mức khoảng 7% năm 2006 lên 12.4% năm 2012. Xu hướng này còn tăng cao hơn
0 - 0.99% 2% 1-2.99% 76% 3-5.99% 8% 6-10% 7% Thả nổi 7% <8% 6% 8-10% 19% 10-12% 45% 12-14% 28% >14% 2% 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 USD Tổng cộng 1.95% 2.29% 1.90% 2.20% 2.18% 2.07% 1.95% 2.04% Nợ của chính phủ 1.80% 2.16% 1.68% 2.05% 1.98% 1.68% 1.53% 1.62% Nợ được chính phủ bảo lãnh 4.89% 4.12% 4.97% 4.44% 4.34% 4.94% 4.54% 4.59% VND Tổng cộng 1.94% 2.29% 1.90% 2.20% 2.19% 2.06% 1.95% 2.08% Nợ của chính phủ 1.79% 2.17% 1.68% 2.05% 1.98% 1.67% 1.53% 1.65% Nợ được chính phủ bảo lãnh 4.88% 4.13% 4.97% 4.43% 4.34% 4.92% 4.55% 4.67%
nữa trong các khoản vay mới gần đây.19 Các khoản vay do CP bảo lãnh luôn chịu mức lãi suất cao hơn các khoản vay của CP, thường gấp khoảng 2 – 3 lần (bảng 3.1), tạo ra áp lực trả nợ do gánh nặng lãi vay tăng lên nhanh trong tương lai.
Ngoài ra, cơ cấu kỳ hạn của các khoản nợ-công trong nước cũng tạo ra sự nghi ngại lớn. Trong khi các khoản nợ-cơng nước ngồi thường có sự ưu đãi với kỳ hạn dài lên đến 15 – 20 năm thì các khoản nợ TPCP và TPCP bảo lãnh có kỳ hạn chỉ từ 2 – 5 năm chiếm đến hơn 87%. Do vậy, áp lực trả nợ đối với các khoản vay trong nước trong thời gian tới rất lớn, ước tính mỗi năm nghĩa vụ nợ cho các khoản vay trong nước khoảng từ 80 –100 ngàn tỷ đồng.20 Trong khi đó, nghĩa vụ nợ-cơng nước ngồi được dàn đều qua mỗi năm, ước tính khoảng từ 1.5 – 2 tỷ USD/năm.21
Điều này tạo ra rủi ro cho CP khi nguy cơ phát hành trái phiếu để đảo nợ trong những năm tới là rất lớn.
Hình 3.6. Cơ cấu kỳ hạn của TPCP và TPCP bảo lãnh trong nước tính đến 30/06/2012
Nguồn:-Phạm-Thế-Anh-(2012) 19 Đỗ-Thiên-Anh-Tuấn-(2013) 20 Thống-kê-của-HNX, tính-đến-31/06/2012 21 Bản-tin-nợ-cơng-nước-ngồi-số-7-(MOF) 2 năm 17% 3 năm 32% 5 năm 38% 7 năm 1% 10 năm 6% 15 năm 6%
Cơ cấu đồng tiền trong nợ-cơng nước ngồi
Mặc dù nợ-cơng-nước-ngồi được hưởng mức ưu đãi lãi suất thấp nhưng nó lại đặt ra rủi ro lớn về tỷ giá. Cơ cấu nợ-cơng-nước-ngồi theo các đồng tiền khá ổn định, chiếm tỷ trọng lớn là 4 đồng tiền mạnh: JPY, SDR, USD và EUR. Tính đến 31/12/2010, nợ tính theo JPY là 38.8%, SDR là 27.1%, USD là 22.2% và EUR là 9.2% trong cơ cấu nợ. Việc vay nợ theo các đồng tiền mạnh khiến cho nợ nước ngoài gặp rủi ro cao khi quy đổi gánh nặng nợ ra đồng nội tệ do các đồng tiền này tăng giá và/hoặc đồng Việt-Nam bị mất giá. Cụ thể, chỉ trong-6 tháng đầu năm 2011, các đồng tiền JPY, USD, EUR đã lần lượt tăng giá với mức 26%, 13% và 12% so với VND. Trong khi đó, giai đoạn 2002 – 2010 đồng VND đã mất giá tới 41% so với các đồng tiền trên.22 Trong những-năm-qua, Việt-Nam- luôn-ưu tiên thực hiện CSTT để ổn định hóa nền kinh tế, nhưng chưa thật sự hiệu quả, khiến cho lạm phát biến động khó lường. Lạm phát gia tăng mạnh sẽ gây áp lực mất giá của đồng VND trong tương lai. Điều này cho thấy gánh nặng nợ nước-ngồi tính-theo-nội- tệ-có xu hướng tăng lên nhanh chóng, gây sức ép lên thâm-hụt NS và điều hành CSTT.
Hình 3.7. Tỷ trọng nợ cơng nước ngồi theo các đồng tiền khác nhau
Nguồn:-Bản-tin-nợ-cơng-nước-ngồi-số-7-(MOF) 22 Phạm Thế Anh (2012), đã nêu USD 22% JPY 39% EUR 9% SDR 27% Khác 3%
3.2. Đánh giá tính bền vững nợ cơng Việt-Nam từ cách tiếp cận định lượng 3.2.1. Mô tả nguồn dữ liệu thu thập
Trên thế giới, có nhiều nghiên cứu tiếp cận từ mơ hình kinh tế lượng để đánh giá tính-bền- vững của nợ-cơng. Tuy nhiên, tại Việt-Nam chưa có nghiên cứu nào thực hiện phân tích tính-bền-vững nợ-cơng từ góc độ định lượng. Luận văn sẽ thực hiện phân tích tổng thể sự tiến hóa của nợ-cơng từ góc độ định lượng bằng cách kết hợp kiểm tra tính dừng của chuỗi thời gian nợ-công và thực hiện kiểm định giới hạn NS liên thời gian.
Để thực hiện các kiểm định nêu trên, luận văn sử dụng dữ liệu hàng năm của nợ-công Việt- Nam và thâm-hụt NS trong giai đoạn 1990 – 2012. Do hạn chế trong việc tiếp cận dữ liệu nên luận văn chỉ có thể sử dụng lãi suất TPCP có kỳ hạn 1 năm trong giai đoạn 1996 – 2012. Chuỗi dữ liệu về nợ-công Việt-Nam được cung cấp bởi nghiên cứu của Sử Đình Thành (2012), đồng hồ nợ-cơng của EIU và bản tin nợ-công số 2 của MOF. Chuỗi dữ liệu thâm-hụt NS được tác giả thu thập từ số liệu điều tra của EIU (2013). Trong khi đó, dữ liệu về lãi suất TPCP được thu thập từ các báo cáo IMF và nguồn điều tra của Bloomberg (2013).
3.2.2. Kiểm tra tính dừng chuỗi thời gian nợ cơng
Phần này, tác giả sẽ thực hiện đánh giá tính-bền-vững nợ-cơng Việt-Nam bằng cách kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu nợ-công thông qua phương pháp kiểm tra bước ngẫu nhiên (Unit Root Test – Dickey Fuller Test). Giả thuyết H0 đặt ra là có bước ngẫu nhiên, tức là chuỗi nợ-công không dừng. Kết quả phép kiểm tra trên được trình trong bảng 3.2.
Kết quả kiểm định cho thấy giá trị p-value bằng 0.00 nhỏ hơn 0.05, do đó với mức ý nghĩa 5% chúng ta bác bỏ giả thuyết H0, tức chuỗi nợ-công (Bt) khơng có nghiệm đơn vị, hay chuỗi có tính dừng. Như vậy, có thể thấy trong hiện tại nợ-công Việt-Nam vẫn đảm bảo tính-bền-vững.
Bảng 3.2. Kết quả kiểm tra tính dừng của chuỗi nợ cơng Việt-Nam trong giai đoạn 1990 - 2012
Nguồn:-Tác-giả-tự-tính-tốn
3.2.3. Kiểm tra tính dừng chuỗi thời gian thâm-hụt NS
Trước khi thực hiện kiểm định điều kiện giới hạn NS liên thời gian, luận văn tiến hành kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu thâm-hụt NS (Dt) trong giai đoạn 1990 – 2012, để khẳng định giữa hai hai chuỗi Bt và Dt khơng có hồi quy giả.
Null Hypothesis: NO_CONG___GDP_ has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -12.6050 0.0000
Test critical values: 1% level -3.7696
5% level -3.0049
10% level -2.6422
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(NO_CONG___GDP_) Method: Least Squares
Date: 04/12/14 Time: 13:20 Sample (adjusted): 1991 2012
Included observations: 22 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
NO_CONG___GDP_(-
1) -0.2974 0.0236 -12.6050 0.0000
C 13.5648 3.5433 3.8283 0.0011
R-squared 0.8882 Mean dependent var -17.9518
Adjusted R-squared 0.8826 S.D. dependent var 34.3704
S.E. of regression 11.7762 Akaike info criterion 7.8565
Sum squared resid 2773.584 Schwarz criterion 7.9557
Log likelihood -84.4220 Hannan-Quinn criter. 7.8799
F-statistic 158.8866 Durbin-Watson stat 2.3859
Tác giả cũng sử dụng phương pháp tương tự như khi kiểm tra tính dừng của chuỗi nợ-cơng để thực hiện kiểm tra tính dừng của chuỗi thâm-hụt NS, với giả thuyết H0 tương tự. Kết quả được trình bày ở bảng 3.3.
Bảng 3.3. Kết quả kiểm tra tính dừng của chuỗi thâm-hụt NS Việt-Nam trong giai đoạn 1990 - 2012
Nguồn:-Tác-giả-tự-tính-tốn
Kết quả kiểm định cho thấy giá trị p-value bằng 0.0111 nhỏ hơn 0.05, do đó với mức ý nghĩa 5% chúng ta bác bỏ giả thuyết H0, tức chuỗi Dt khơng có bước ngẫu nhiên, hay chuỗi thâm-hụt NS có tính dừng. Do vậy, khi hồi quy hai chuỗi Bt và Dt đều có tính dừng thì sẽ khơng có hiện tượng hồi quy giả.
Null Hypothesis: BOI_CHI_NGAN_SACH___GDP_ has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.7202 0.0111
Test critical values: 1% level -3.7696
5% level -3.0049
10% level -2.6422
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(BOI_CHI_NGAN_SACH___GDP_) Method: Least Squares
Date: 04/12/14 Time: 13:39 Sample (adjusted): 1991 2012
Included observations: 22 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
BOI_CHI_NGAN_SACH___GD
P_(-1) -0.7865 0.2114 -3.7202 0.0014
C -2.0133 0.7121 -2.8275 0.0104
R-squared 0.4090 Mean dependent var 0.0507
Adjusted R-squared 0.3794 S.D. dependent var 2.6573
S.E. of regression 2.0933 Akaike info criterion 4.4019
Sum squared resid 87.6415 Schwarz criterion 4.5011
Log likelihood -46.4210 Hannan-Quinn criter. 4.4253
F-statistic 13.8396 Durbin-Watson stat 1.7655
3.2.4. Kiểm tra điều kiện giới hạn NS liên thời gian
Luận văn tiến hành kiểm tra điều kiện giới hạn NS liên thời gian bằng cách áp dụng mơ hình Campbell & Shiller (1987), được trình bày theo phương trình (6). Nghiên cứu của Campbell & Shiller đã chứng minh độ trễ tối ưu dùng trong ước lượng phương trình (6) là 2 (= 2), do đó luận văn sẽ kế thừa kết quả này để thực hiện kiểm tra cho tình huống của Việt-Nam. Như đã phân tích ở trên, do hạn chế trong tiếp cận với dữ liệu lãi suất TPCP nên phương trình (6) được ước lượng với biến phụ thuộc [BtDt (1r)Bt1] chỉ trong giai đoạn 1996 – 2012.
Kết quả hồi quy phương trình (6) và các kiểm định kiểm tra mơ hình được thảo luận chi tiết tại phụ lục 2. Dựa vào giả thuyết H0 là các hệ số của các biến trong phương trình (6) đều bằng 0 (1,k 2,k 0), luận văn tiến hành kiểm định Wald. Kết quả được trình bày tại Bảng 3.4.
Bảng 3.4. Kết quả kiểm định Wald cho phương trình (6)
Nguồn:-Tác-giả-tự-tính-tốn
Dựa vào kết quả kiểm định trên có thể thấy giả thuyết H0 bị bác bỏ mạnh mẽ với mức ý nghĩa 1% (do giá trị p-value = 0.0001 < 0.01). Như vậy, mức nợ-công không đáp ứng được các điều kiện giới hạn NS liên thời gian. Với kết quả này, chúng tôi nhận thấy nợ-công
Wald Test: Equation: EQ01
Test Statistic Value df Probability
F-statistic 22.10632 (4, 10) 0.0001
Chi-square 88.42527 4 0.0000
Null Hypothesis Summary:
Normalized Restriction (= 0) Value Std. Err.
C(2) 1.045727 0.140199
C(3) -0.013528 0.101835
C(4) -1.001662 0.669024
C(5) 0.355356 0.409325
Việt-Nam vẫn bền-vững khi phân tích ở dạng tĩnh, tuy nhiên khi xem xét ở tính động, nợ- cơng Việt-Nam không hội đủ điều kiện của giới hạn NS liên thời gian của CP.
3.3. Phân tích khả năng xảy ra vỡ nợ của Việt-Nam
Luận văn tiến hành thảo luận khả năng xảy ra vỡ nợ của Việt-Nam, đặc biệt là nợ nước ngồi, thơng qua phương pháp phân tích cây nhị phân của Manasse và Roubibi. Trong 10 chỉ số mà hai tác giả trên đưa ra, luận văn chỉ sử dụng 6 tiêu chí được trình bày ở bảng 3.5 để đánh giá, do 4 chỉ tiêu cịn lại khơng thích hợp cho trường hợp của Việt-Nam.23 Bên cạnh đó, luận văn cũng phân tích nguy cơ vỡ nợ theo số liệu bình quân trong giai đoạn 2008 – 2012 và tại thời điểm cuối năm 2012.