Nguồn: TS. Vũ Thành Tự Anh tính tốn từ số liệu của GSO, IMF, Bộ Tài chính.
DNNN DN dân doanh FDI
2001-05 2006-10 2001-05 2006-10 2001-05 2006-10 Vốn đầu tư 56.6% 44.7% 26.4% 27.5% 17.0% 27.8%
Tín dụng 36.6% 30.9% -a - - -
a
: Khơng có thơng tin
Ảnh hưởng thứ hai trực quan hơn. Lãi suất coupon trung bình trái phiếu của các đơn vị xuất phát từ Việt Nam được thể hiện qua đồ thị Hình 4.2. . Với giả định rằng lãi suất của trái phiếu phát hành mới sẽ tương tự như lãi suất Vincom phải chịu khi phát hành năm 2009 – thời điểm trước khi vụ việc Vinashin được đưa ra ánh sáng, rõ ràng rằng từ thời điểm 2010 trở đi, các đơn vị phát hành phải chịu lãi suất cao hơn nhiều.13
Nếu so trái phiếu chính phủ tại hai thời điểm 2005 và 2010 thì năm 2010 có rẻ hơn một chút nhưng thời hạn vay lại ngắn hơn. Do đó thực chất cũng khơng rẻ hơn. Trường hợp của Vincom huy động được trái phiếu quốc tế với lãi suất chỉ 5% trong năm 2012 là điều bất ngờ tuy nhiên có thể lý giải do: (1) đây là trái
13 Năm 2009 và 2010 nằm ngay sau cuộc khủng hoảng toàn cầu và lãi suất cho vay đều cao do khó khăn kinh tế. Bản thân Vincom cũng phải chịu lãi suất đi vay cao do đó có thể sử dụng lãi suất cuống phiếu trái phiếu Vincom làm tham chiếu.
phiếu có quyền chuyển đổi nên lãi suất thấp và (2) Vincom đã từng phát hành trái phiếu quốc tế năm 2009 đồng thời thực hiện đúng cam kết nên được tín nhiệm và việc 99.9% lượng trái phiếu được chuyển đổi thành cổ phiếu đã chứng tỏ sự tin tưởng của các nhà đầu tư.14
Với mốc tham chiếu Vincom, dựa vào mức chênh lệch lãi suất phải chịu do bị hạ bậc tín nhiệm, báo cáo nhận định rằng các đơn vị phát hành trái phiếu quốc tế của Việt Nam trong 2 năm từ năm 2011 đến nay phải chấp nhận trả nhiều hơn 20.075 triệu USD – một con số khơng hề nhỏ – trong vịng 5 năm tới cho số trái phiếu đã phát hành so với giả định mọi việc vận hành như cũ và tín nhiệm tín dụng quốc gia khơng bị hạ bậc.15
Tựu chung lại, cái giá sử dụng TĐKTNN không đúng cơ sở là có thể khu vực khác bị chèn
lấn trong quá trình tiếp cận với nguồn vốn trong nước và chi phí vay ngồi cao hơn do yêu cầu
lãi suất trái phiếu quốc tế tăng lên khi bậc tín nhiệm tín dụng quốc gia bị hạ với một phần lý do tới từ khu vực TĐKTNN. Mặc dù có nhiều yếu tố ảnh hưởng tới bậc tín nhiệm quốc gia nhưng như trong các thông báo hạ bậc của các tổ chức đánh giá tín nhiệm quốc tế luận văn dẫn phía trên, sự việc Vinashin là một trong những yếu tố khơng thể khơng tính tới khi Việt Nam bị hạ bậc tín nhiệm.
14
Ngọc Tuyên. “Vincom phát hành thành công 185 triệu USD trái phiếu quốc tế.” Truy xuất từ http://taichinh.vnexpress.net/tin-tuc/dau-tu/co-phieu/2012/03/vincom-phat-hanh-thanh-cong-185-trieu-usd-trai- phieu-quoc-te-7197/ ngày 12 tháng 05 năm 2012.
15 Việc đánh giá tín nhiệm tín dụng của tổ chức khơng phải là một quốc gia dựa nhiều vào chỉ số tín nhiệm tín dụng của quốc gia đó. Do vậy, bị hạ bậc tín nhiệm tín dụng quốc gia cũng đồng nghĩa với bậc tín nhiệm tín dụng của các tổ chức tại quốc gia đó bị xem xét lại, thậm chí hạ bậc theo.
Nguồn: Tính tốn của tác giả dựa trên số liệu từ Thị trường chứng khốn Luxembourg và Singapore.
Hình 4.2. Lãi suất trái phiếu trung bình của Việt Nam trên thị trường quốc tế.
0.007% 6% 007% 0.008% 0.010% 8% 7% 5% 0% 2% 4% 6% 8% 10% 12% 2005 Trái phiếu chính phủ 2009 Vincom 2010 Trái phiếu chính phủ 2011 Texhong 2011 Hồng Anh Gia Lai 2012 Vietinbank 2012 Masan group 2012 Vincom
Chương 5. Ảnh hưởng chèn lấn của khu vực nhà nước tới khu vực tư nhân
Luận văn thực hiện đánh giá tác động chèn lấn của khu vực kinh tế nhà nước tới nền kinh tế nói chung và khu vực kinh tế tư nhân nói riêng thơng qua mơ hình tự hồi quy đa biến có cấu trúc (SVAR).
5.1. Bối cảnh Việt Nam
Trong gần hai thập kỷ qua, đầu tư luôn là một trong những bộ máy giúp Việt Nam tăng trưởng cao. Từ
Hình 5.1 có thể thấy, dù tăng trưởng có suy giảm sau giai đoạn khủng hoảng châu Á cuối thập niên 90 thế kỷ trước, nhưng với lượng đầu tư luôn đạt xấp xỉ 40%, so với GDP, tăng trưởng ln đạt kết quả tốt. Bên cạnh đó, có những giai đoạn mà đầu tư của khu vực nhà nước chiếm tỷ trọng rất lớn. Ví dụ như năm 2000, tỷ trọng đầu tư của nhà nước trong tổng đầu tư lên tới 60%. Cho tới giai đoạn gần đây, con số này mới có xu hướng giảm nhưng vẫn ở mức cao khi chiếm tới gần một nửa tổng đầu tư của nền kinh tế.
Số liệu trong Hình 5.2 cho thấy tốc độ tăng trưởng đầu tư của Việt Nam luôn cao hơn so với tốc độ tăng trưởng GDP. Tốc độ tăng trưởng đầu tư cao cộng với tỷ trọng đầu tư lớn so với GDP, con số đầu tư tuyệt đối khơng ngừng tăng như thể hiện trong Hình 5.3 cho thấy tổng đầu tư của Việt Nam ngày càng tăng cao trong thời gian gần đây. Đi kèm theo đó là giá trị GDP cũng tăng theo. Dù càng gần về đây, tỷ trọng đầu tư của các thành phần kinh tế càng cân bằng hơn nhưng nếu so sánh với quốc tế thì mức đầu tư của khu vực nhà nước vẫn chiếm tỷ trọng khá lớn và một số nhận định cho thấy Việt Nam đang thực hiện mơ hình tăng trưởng dựa vào đầu tư và vốn (Trần Đình Thiên, 2013), (Võ Trí Thành, 2013).
Mặc dù khu vực nhà nước đầu tư lớn nhưng động lực phát triển lại tới từ khu vực phi nhà nước (tư nhân và có vốn đầu tư nước ngồi). Thật vậy, từ số liệu trong Hình 5.4, có thể thấy rằng lượng lao động hoạt động tại khu vực kinh tế nhà nước chỉ chiếm xấp xỉ 10% trong suốt
hơn 10 năm qua trong khi lượng lao động tại khu vực tư nhân ln chiếm tới khoảng 86% và khu vực có vốn đầu tư nước ngồi hiện đang có xu hướng tạo nhiều việc làm hơn (từ 1% năm 2000 tới 3.5% năm 2011).
Nguồn: Tổng cục thống kê.
Hình 5.1. Mối liên hệ giữa đầu tư và tăng trưởng GDP của Việt Nam.
Nguồn: Tổng cục thống kê. 0% 2% 4% 6% 8% 10% 12% 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70%
Tỷ trọng đầu tư so với GDP (cột trái) Tỷ trọng đầu tư nhà nước so với tổng đầu tư Tăng trưởng GDP 0% 5% 10% 15% 20% 25% 30% 35%
Hình 5.2. Tốc độ tăng trưởng đầu tư và tốc độ tăng trưởng GDP.
Ngồi ra có dấu hiệu cho thấy Chính phủ vay mượn nhiều hơn để thực hiện chiến lược phát triển kinh tế dựa vào đầu tư và tiến hành chính sách tài khóa mở rộng thơng qua chi tiêu. Số liệu từ Hình 5.5 cho thấy tổng gộp nợ vay của Chính phủ và nợ được Chính phủ bảo lãnh năm 2011 tăng cao hơn so với năm 2010, cả nợ trong nước và nợ nước ngoài. Việc vay nợ nhiều hơn có thể giúp Chính phủ có thêm nguồn tài trợ và chi tiêu. Hơn nữa, số liệu cũng cho thấy, dư nợ của các DNNN tại các tổ chức tín dụng chiếm tới 60% dư nợ tồn hệ thống, các DNNN sử dụng địn bẩy lớn, đặc biệt là các DNNN trung ương có hệ số lên tới 3.53 lần (Tô Ngọc Hưng, 2013).
Nguồn: Tổng cục thống kê.
Hình 5.3. Đầu tư của các thành phần kinh tế và GDP Việt Nam giai đoạn 1995 – 2011.
,0 500000,0 1000000,0 1500000,0 2000000,0 2500000,0 3000000,0 ,0 100000,0 200000,0 300000,0 400000,0 500000,0 600000,0 700000,0 800000,0 900000,0 1000000,0 Khu vực kinh tế có vốn đầu tư nước ngoài Khu vực kinh tế tư nhân Khu vực kinh tế nhà nước GDP (cột phải, tỷ đồng)
Nguồn: Tổng cục thống kê.
Hình 5.4. Cơ cấu lao động tại các khu vực kinh tế.
Đơn vị: tỷ USD. Nguồn: Bộ Tài chính.
Hình 5.5. Tình hình nợ cơng Việt Nam giai đoạn 2010 – 2011.
Từ những thơng tin trên, có những dấu hiệu cho thấy khu vực kinh tế nhà nước đang tạo
0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100%
Nhà nước Ngồi nhà nước Có vốn đầu tư nước ngoài
37,7 28,73 32,74 26,17 0 5 10 15 20 25 30 35 40 Nợ nước ngoài Nợ trong nước 2010 2011
ra hiệu ứng chèn lấn đối với khu vực phi nhà nước. Luận văn sẽ thực hiện nghiên cứu kỹ hơn về tác động này trong phần sau thơng qua mơ hình SVAR.
5.2. Hiệu ứng chèn lấn
Hiệu ứng chèn lấn (crowding out effect) là vấn đề được nhiều nhà kinh tế quan tâm và đây cũng là một trong những vấn đề kinh tế được tranh luận lâu và dai dẳng nhất (Carlson & Spencer, 1975), (Friedman, 1978), (Vu, Byron, & Ilan, 2007), (Benedek, Crivelli, Gupta, & Muthoora, 2012).
Một cách tổng quát, hiệu ứng chèn lấn xảy ra khi chính sách tài khóa của một quốc gia được mở rộng mà việc chi tiêu của chính phủ được tài trợ bởi thuế hoặc các công cụ nợ được chính phủ phát hành nhưng nền kinh tế khơng được kích thích tăng trưởng như mong muốn. Hay nói cách khác, nền kinh tế khơng mở rộng dù khu vực kinh tế nhà nước lớn lên do có khu vực nào đó bị ảnh hưởng giảm bớt đi và thơng thường đó là khu vực tư nhân.
Theo mơ hình IS-LM, một cách tổng quát, khi chi tiêu chính phủ gia tăng, đường đầu tư – tiết kiệm IS sẽ dịch chuyển sang phải và đồng nghĩa với việc này thì mức lãi suất trong nền kinh tế tại điểm cân bằng mới sẽ cao hơn mức lãi suất tại điểm cân bằng ban đầu dẫn tới đầu tư tư nhân giảm vì chi phí vay vốn cao hơn ban đầu.
Cơ chế truyền dẫn khi có sự thay đổi trong chi tiêu chính phủ được mô tả như sau:
Δ𝐺 ↑⇒Δ𝑌 ↑⇒ Δ𝑀𝑑 ↑⇒Δ𝑟 ↑⇒Δ𝐼 ↓,
trong đó
o Δ𝐺 mơ tả sự thay đổi trong chi tiêu chính phủ,
o Δ𝑌 mô tả sự thay đổi đối với tổng sản phẩm quốc nội,
o Δ𝑀𝑑 mô tả sự thay đổi của cầu tiền,
o Δ𝑟 mô tả sự thay đổi về lãi suất thực, và
o Δ𝐼 mô tả sự thay đổi về đầu tư tư nhân.
Do hoạt động chi tiêu của chính phủ phải được tài trợ bởi một nguồn nào đó nên cầu tiền trong nền kinh tế lớn lên và kết quả là lãi suất phải tăng tương ứng. Như vậy, khi chính phủ
thực thi chính sách tài khóa mở rộng, có khả năng rất lớn rằng khu vực kinh tế tư nhân phải giảm đầu tư do lãi suất thực phải trả trên thị trường cao lên. Dù gia tăng chi tiêu để nâng tổng sản lượng nền kinh tế, chính phủ theo một cách nào đó vẫn làm ảnh hưởng tiêu cực tới đầu tư của khu vực kinh tế tư nhân và đó được coi là hiệu ứng chèn lấn.
Nghiên cứu định lượng về hiệu ứng chèn lấn nhận được sự quan tâm của rất nhiều nhà kinh tế do kết quả của những nghiên cứu này mang tới tính thuyết phục cao hơn. Một trong những nghiên cứu sớm nhằm làm rõ hơn mức độ ảnh hưởng của hiệu ứng chèn lấn là bài báo của (Andreoni, 1993). Nghiên cứu này chỉ ra rằng việc tài trợ cho chi tiêu hàng hóa cơng đến một lúc nào đó sẽ chèn lấn hồn tồn đóng góp của các thành phần kinh tế khác. Nghiên cứu khác về trường hợp của Ấn Độ (Serven, 1996) cho thấy trong ngắn hạn các dạng đầu tư của khu vực công sẽ gây ảnh hưởng chèn lấn đối với khu vực tư nhân.
Tuy nhiên, các phương pháp nghiên cứu trên mới chỉ sử dụng những hàm hồi quy đơn giản dựa trên một số mơ hình kinh tế lượng thơng thường. Điểm yếu của các phương pháp trên là chưa tính tốn tới độ trễ về mặt chính sách hay đầu tư cần được phản ánh vào trong mơ hình. Phương pháp hồi quy đa biến có cấu trúc SVAR (structural vector autoregression) có thể giúp khắc phục những nhược điểm trên.
Bài tốn hiệu ứng chèn lấn cần dựa trên mơ hình lý thuyết kinh tế chuẩn IS-LM đồng thời chứa nhiều mối quan hệ giữa các biến số kinh tế vĩ mơ và phương pháp SVAR có thể giúp mơ hình hóa cả mơ hình IS-LM lẫn những mối quan hệ trong mơ hình. Điểm đặc biệt của phương pháp SVAR là trong các phương trình mơ tả mơ hình kinh tế, ta có thể đưa vào những biến độ trễ để phản ánh tốt hơn những tương tác chính sách theo thời gian. Hơn nữa, phương pháp này cịn cho phép mơ tả những thay đổi đối với một hoặc nhiều biến nhất định nhằm đánh giá những tác động này tới những biến số khác trong mơ hình.
Trên thế giới, có nhiều nghiên cứu tìm hiểu về hiệu ứng chèn lấn tại nhiều quốc gia sử dụng SVAR (Mitra, 2006), (Alfonso & Sousa, 2009), (Fazzari, Morley, & Panovska, 2012), (Wong, 2012). Tuy nhiên, tại Việt Nam, chưa có nghiên cứu nào thực hiện phân tích hiệu ứng chèn lấn áp dụng mơ hình SVAR. Theo tìm hiểu, chỉ có duy nhất nghiên cứu của Quỹ tiền tệ quốc tế IMF về vấn đề này tại Việt Nam sử dụng phương pháp SVAR hoàn thành năm 2007
(Lee, Tumbarello, Sacasa, & Mitra, 2007). Tuy nhiên, dữ liệu trong nghiên cứu này chỉ dừng lại ở thời điểm năm 2006, trước khi Việt Nam gia nhập WTO và các TĐKTNN được thành lập đầy đủ.
Chính vì những lợi thế của phương pháp SVAR đồng thời chưa có nghiên cứu cập nhật nào về hiệu ứng chèn lấn của khu vực nhà nước tới khu vực ngoài nhà nước (khu vực tư nhân và có vốn đầu tư nước ngồi) tại Việt Nam, luận văn thực hiện nghiên cứu hiệu ứng này trong khoảng thời gian dài và xa hơn, 1995 – 2011, với hi vọng có được cái nhìn đầy đủ và chính xác hơn so với nghiên cứu gần đây của IMF.
5.3. Phương pháp hồi quy đa biến có cấu trúc SVAR
Để nghiên cứu hiệu ứng chèn lấn của khu vực nhà nước tới khu vực tư nhân, luận văn áp dụng mơ hình SVAR đối với các biến: đầu tư chính phủ (GI), đầu tư tư nhân (PI) và tổng sản phẩm quốc nội (GDP). Mơ hình tự hồi quy đa biến VAR dù có thể giúp ta lượng hóa một số mối quan hệ giữa những biến số trên nhưng lại khơng thể lượng hóa được những ảnh hưởng của một biến số lên biến số khác (ở đây là GI lên PI). Do đó chúng ta phải bắt đầu bằng mơ hình VAR và phát triển theo hướng SVAR.
Giả sử mơ hình VAR đơn giản có dạng:
𝐵0𝑦𝑡 = 𝐵1𝑦𝑡−1 + 𝐵2𝑦𝑡−2+ ⋯ + 𝐵𝑝𝑦𝑡−𝑝 + 𝑢𝑡, (1) trong đó 𝑦𝑡 = [ln 𝐺𝐼 , ln 𝑃𝐼 , ln 𝐺𝐷𝑃] có thể biểu diễn dưới dạng tự hồi quy với bậc hữu hạn 𝑝
và 𝑢𝑡 là vector các sai số không tương quan với nhau đồng thời có trung bình bằng 0. Viết lại phương trình (1) theo dạng ma trận hơn ta được
𝐵 𝐿 𝑦𝑡 = 𝑢𝑡, (2)
trong đó 𝐵 𝐿 ≡ 𝐵0− 𝐵1𝐿 − ⋯ − 𝐵𝑝𝐿𝑝 là ma trận của các đa thức độ trễ với bậc hữu hạn. Trong phương trình (2), mỗi biến thay đổi sẽ dẫn tới sự ảnh hưởng đối với biến khác. Tuy nhiên, chúng ta sẽ không thể phân biệt và tách rời hiệu ứng lên một biến khi có biến khác thay đổi. Vì lý do đó, cần phải sử dụng mơ hình SVAR để tách được cụ thể các ảnh hưởng thông qua việc áp vào một số điều kiện được sinh bởi các ma trận giới hạn.
Phương pháp SVAR cho phép định nghĩa mối quan hệ giữa các phần dư của mơ hình VAR (được coi là những thay đổi khơng biết trước) với những thay đổi mang tính cấu trúc (sự thay đổi của biến này sẽ dẫn tới sự thay đổi của biến kia, theo một mơ hình nào đó). Những thay đổi mang tính cấu trúc thường là biến độc lập đồng thời khơng có mối tương quan với nhau. Việc ước lượng ảnh hưởng thơng qua mơ hình SVAR được cho bởi phương trình
𝐴𝑢𝑡 = 𝐶𝑒𝑡, (3)
trong đó 𝑒𝑡 là vector của các biến thay đổi có cấu trúc, A và C là những ma trận định nghĩa