D(GDP) D(M2) D(LEXPEND) D(LEX)
Mức ý nghĩa 5% 0.05 0.05 0.05 0.05
Prob 0.001 0.000 0.000 0.001
Kết quả (So với
mức ý nghĩa 5%) Dừng Dừng Dừng Dừng
3.3.2 Phân tích cân bằng dài hạn – phân tích đồng liên kết
Granger (1983) ghi nhận “một kiểm định về sự đồng tích hợp có thể được
coi như một tiền kiểm định để loại bỏ tình huống hồi quy không xác thực (giả mạo)”.
Hồi quy đồng liên kết theo phương pháp phân tích phần dư (ε t) hai bước của Engle – Granger:
Bước 1: nghiên cứu thiết lập mối tương quan cân bằng trong dài hạn của
các biến;
Bước 2: nghiên cứu kiểm định tính liên kết của phần dư (ε t) bằng cách dùng thống kê ADF. Nếu kết quả kiểm định cho thấy phần dư là chuỗi dừng thì khẳng định tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mơ hình đã thực hiện ở bước 1.
Cụ thể như sau:
Bước 1: Hồi quy phương tr ình (3.1) với sự hỗ trợ của phần mềm Eview
6.0. Kết quả hồi quy phương trình (1) như sau:
GDPt = 6.363 – 0.0013 M2t + 1.691 LEXPENDt – 1.956 LEXt + εt (3.5) R2 = 0.4148; Adjusted R2 = 0.3312; DW = 1.182
(Chi tiết Phụ lục 4)
Bước 2: Kiểm định phần dư (εt)
εt = GDPt - 6.363 + 0.0013 M2t - 1.691 LEXPENDt + 1.956 LEXt (3.6) Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư ( εt). Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 3.4: Kiểm định phần dư (εt) của mơ hình (3.5)
Phần dư (εt)
Mức ý nghĩa 5% 0.05
Prob 0.047
Kết quả (So với mức ý nghĩa 5%) Dừng
Nguồn: tác giả tính tốn từ Eview 6.0 (Phụ lục 5)
Từ kết quả, ta thấy phần dư là một chuỗi dừng, khẳng định các biến trong mơ hình (3.1) là đồng liên kết, nghĩa là các biến trong mơ hình này có tồn tại quan hệ cân bằng dài hạn.
Bảng 3.5: Kiểm định sự phù hợp của mơ hình
Kiểm định phân phối chuẩn Jarque – Bera = 0.8646 Prob>α = 0.649 Kiểm định tự tương quan
Breusch – Godfrey LM Chi2 = 0.0786 Prob>α = 0.1152 Kiểm định phương sai thay
đổi – Heteroskedasticity Chi2 = 0.8354 Prob>α = 0.8611
Nguồn: tác giả tính tốn từ Eview 6.0 (Phụ lục 6)
Kết quả cho thấy mơ hình có phân phối chuẩn, khơng xảy ra hiện tượng tự tương quan cũng như phương sai thay đổi.
Giải thích ý nghĩa của mơ hình
R2 = 0.4148 cho biết mơ hình giải thích được 41,48% sự phụ thuộc của biến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam vào cung tiền (chính sách tiền tệ), chi tiêu Chính phủ (chính sách tài khóa) và xuất khẩu.
Hệ số của M2 = – 0.0013, hệ số mang dấu âm cho thấy cung tiền nghịch biến với tăng trưởng kinh tế, điều này là không phù hợp với lý thuyết đã nêu tại mục 1.1.5, cụ thể: “Khi cung ứng tiền tệ tăng, lãi su ất tín dụng thường giảm xuống, chi phí đầu tư giảm sẽ khuyến khích đầu tư, tăng tổng cầu, tăng trưởng kinh tế. Ngược lại, cung tiền giảm làm cho lãi suất có xu hướng tăng, đầu tư giảm, chi tiêu giảm, tổng cầu giảm, tăng trưởng giảm”. Tuy nhiên, giá trị prob.=0.7849 > α = 5%, đi ều này cũng cho th ấy M2 khơng có ý nghĩa th ống kê trong mơ hình ở mức ý nghĩa 5%, nói cách khác M2 khơng có tác động đến GDP ở mức ý nghĩa 5%.
Hệ số của LEXPEND = 1.691, hệ số mang dấu dương cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa tăng trưởng kinh tế và tổng chi tiêu của Chính phủ. Sự gia tăng quy mơ chi tiêu cơng tổng thể góp phần làm gia tăng tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam. Giá trị prob. = 0.0297 < α = 5%,đi ều này cho thấy LEXPEND có ý nghĩa thống kê trong mơ hình ở mức ý nghĩa 5%, nói cách khác LEXPEND có tác động đến GDP ở mức ý nghĩa 5%.
Hệ số của LEX = – 1.956, hệ số mang dấu âm cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa tăng trưởng kinh tế và xuất khẩu. Giá trị prob. = 0.0195 < α = 5% cho thấy LEX có ý nghĩa thống kê trong mơ hình ở mức ý nghĩa 5%.
3.3.3 Phân tích cân bằng ngắn hạn – Mơ hình ECM
Mơ hình ECM cụ thể:
ΔGDP = γ1 ΔM2 + γ2 ΔLEXPEND + γ3 ΔLEX + γ4 ξ t-1 + ωt (3.7) Dựa vào thủ tục hai bước của mơ hình hồi quy đồng liên kết của Engle – Granger, chúng ta thực hiện:
Bước 1: chạy mơ hình hồi quy của y đối với biến x và thu được số dư: ξ t = yt – αxt
Bước 2: chạy hồi quy ECM của Δy đối với ξ t-1 và Δx
Kết quả hồi quy của mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM như sau:
ΔGDP = - 0.891 + 0.003ΔM2 + 1.296ΔLEXPEND + 3.330ΔLEX – 0.663 ξ t-1 + ωt (3.8) R2 = 0.5741; Adjusted R2 = 0.4845; DW = 1.596
Kết quả hồi quy của ECM cho thấy: ECM giải thích 57,41% mức độ tăng trưởng kinh tế; Hệ số điều chỉnh sai số ECT(1) của mơ hình mang dấu âm (dấu phù hợp), hệ số mang dấu âm cho biết các nhân tố ở kỳ này có chịu ảnh hưởng bởi những bất cân bằng thời kỳ trước. Ngồi ra, hệ số ECT(-1) có giá trị -0.663 nghĩa là khoảng 66,3% sai biệt giữa giá trị thực tế và giá trị dài hạn của GDP (hay giá trị cân bằng của GDP) được loại trừ (hoặc được điều chỉnh) sau mỗi năm.
Bảng 3.6: Kiểm định sự phù hợp của mơ hình ECM
Kiểm định phân phối chuẩn Jarque – Bera = 2.0343 Prob>α = 0.362 Có phân phối chuẩn Kiểm định tự tương quan Breusch – Godfrey LM
Chi2 = 0.2440 Prob>α = 0.3127 Khơng có tự tương quan Kiểm định phương
sai thay đổi –
Heteroskedasticity Chi
2 = 0.9776 Prob>α = 0.9838 Phương saikhông đổi
Kiểm định sai dạng mơ hình – Ramsey RESET test Chi2 = 0.2518 Prob>α = 0.3276 Khơng sai dạng mơ hình
KẾT LUẬN CHƯƠNG 3
Mơ hình (3.1) và (3.7) được xây dựng nhằm kiểm tra tác động của cung tiền và chi tiêu Chính phủ lên tăng trưởng của nền kinh tế trong dài hạn và ngắn hạn. Dựa vào kết quả nghiên cứu thực nghiệm, hai mơ hìnhđ ều đáng tin cậy vì mơ hình đều có ý nghĩa thống kê.
Kết quả thực nghiệm đã góp phần minh chứng rằng, tăng trưởng kinh tế có tác động bởi chi tiêu Chính phủ và khơng bị tác động bởi cung tiền. Từ đó, góp phần đưa ra kết luận chính sách tài khóa có tác động đến tăng trưởng kinh tế, và chính sách tiền tệ thì khơng có tác động.
CHƯƠNG 4: KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
4.1Kết luận và khuyến nghị về chính sách4.1.1 Kết luận 4.1.1 Kết luận
Mục đích chính của luận văn là nhằm xem xét chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa có tác động đến tăng trưởng kinh tế hay khơng thơng qua việc phân tích dữ liệu tại Việt Nam trong giai đoạn 1987 – 2012. Trong luận văn này, chính sách tiền tệ được đại diện bởi cung tiền và chính sách tài khóa được đại diện bởi tổng chi tiêu của Chính phủ. Ngồi ra, nghiên cứu cịn mở rộng thêm biến kinh tế vĩ mô như giá trị xuất khẩu của quốc gia nhằm hỗ trợ thêm tính chặt chẽ cho mơ hình. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho phép tác giả rút ra một số kết luận chủ yếu sau:
Thứ nhất, khi xét trong dài hạn và ngắn hạn, cung tiền đều không tác động
đến tăng trưởng kinh tế ở cả ba mức ý nghĩa là 1%, 5%, 10% (prob = 0.7849); trong khi đó, chi tiêu Chính phủ lại có tác động đến tăng trưởng kinh tế, cụ thể: - Trong dài hạn, chi tiêu Chính phủ có tác động đến tăng trưởng kinh tế ở
mức ý nghĩa 5%, 10% (prob = 0.0297).
- Trong ngắn hạn, chi tiêu Chính phủ có tác động đến tăng trưởng kinh tế ở mức ý nghĩa 10% (prob = 0.0515).
CSTT có ý nghĩa h ết sức quan trọng trong việc kiềm chế lạm phát, khơi thông nguồn vốn, giúp tháo gỡ khó khăn cho doanh nghiệp, tạo ổn định kinh tế vĩ mô vững chắc. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu ngụ ý trong dài hạn và ngắn hạn, chính sách tiền tệ của Việt Nam lại khơng có tác động mạnh đến tăng trưởng kinh tế nhưng chính sách tài khóa lại có tác động đến biến kinh tế vĩ mô này. Việc CSTT của Việt Nam khơng có tác động mạnh đến tăng trưởng kinh tế
trong thời gian vừa qua có thể do liên quan đến việc đầu tư quá mức vào thị trường bất động sản và thị trường chứng khốn thay vì đầu tư vào hoạt động sản xuất. Mặc dù tín dụng đều tăng qua các năm, tuy nhiên với nguồn tín dụng này phần lớn được các doanh nghiệp sử dụng để đầu tư vào thị trường chứng khoán, thị trường bất động sản do bị cuốn hút bởi tỷ suất sinh lợi khá hấp dẫn trên hai thị trường này, thay vì đầu tư cho hoạt động sản xuất. Chính vì vậy CSTT khơng làm cho sản lượng quốc gia tăng nhiều. Nói cách khác, CSTT khơng tác động mạnh đến tăng trưởng kinh tế.
Thứ hai, hệ số điều chỉnh sai số của mơ hình mang dấu âm và có ý nghĩa
thống kê với mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Từ đó thấy được giá trị GDP được điều chỉnh sau mỗi năm. Nói cách khác, tăng trưởng kinh tế được điều sau mỗi năm.
Thứ ba, tổng giá trị xuất khẩu cũng có tác động đến tăng trưởng kinh tế ở
mức ý nghĩa 5% trong dài hạn và 10% trong ngắn hạn, tuy nhiên đây là tác động nghịch. Điều này là gần giống với kết quả nghiên cứu của tác giả Phan Minh Ngọc và các cộng sự (2003) – Xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam trong giai đoạn 1975 – 2001, đăng trên ASEAN Economic Bulletin (Trong nghiên cứu này, nhóm tác giả đã sử dụng các mơ hình kinh tế lượng tiêu biểu khác nhau với các kỹ thuật chuỗi thời gian hiện đại để đo lường trực tiếp đóng góp của xuất khẩu vào tăng trưởng GDP trong suốt thời kỳ trên (và sau này mở rộng thêm đến các năm gần đây), sau khi đã tách bạch ảnh hưởng của các nhân tố khác, như đầu tư và lao động. Kết luận chính của nghiên cứu này là xuất khẩu không phải là động lực cho tăng trưởng GDP ở Việt Nam trong suốt các năm kể từ khi thống nhất đất nước, kể cả thời sau Đổi mới - thời kỳ chứng kiến sự bùng nổ của xuất khẩu nhờ chính sách cải cách và hội nhập kinh tế quốc tế. Nói cách khác, chưa có bằng chứng rõ ràng trong phân tích định lượng về việc tăng cường xuất khẩu đã kích thích sự phát triển của các khu vực khác trong nền kinh tế Việt Nam. Hiểu một cách đơn giản hơn, tăng trưởng khu vực sản xuất hướng xuất khẩu rất có thể chỉ làm giảm tăng trưởng của khu vực sản xuất phi xuất
khẩu (hướng thị trường nội địa), bởi các nguồn lực khan hiếm đã bị hút mạnh về khu vực xuất khẩu, dẫn đến tăng trưởng GDP của tồn nền kinh tế khơng thay đổi).
Theo lý thuyết của Keynes, trong điều kiện các yếu tố khác không đổi thì khi giá trị xuất khẩu thay đổi sẽ làm tổng cầu thay đổi và mối quan hệ này là mối quan hệ cùng chiều. Cũng có nhiều nghiên cứu của nhiều tác giả ở các quốc gia khác nhau khẳng định xuất khẩu có mối quan hệ tích cực với tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, mối quan hệ tích cực này khơng phải luôn đúng ở mọi trường hợp quốc gia. Nói cách khác, khơng phải ln đẩy mạnh tăng trưởng xuất khẩu thì sẽ đạt được tốc độ tăng trưởng GDP cao hơn trong điều kiện các yếu tố khác không thay đổi. Bởi trên thực tế, khi giá trị xuất khẩu thay đổi thì các yếu tố có tác động đến tăng trưởng kinh tế cũng thay đổi. Do đó, thay đổi của GDP trên thực tế không phản ánh được do tác động từ sự thay đổi của tăng trưởng xuất khẩu. Thực tế trong giai đoạn từ năm 1987 – 2012, giá trị xuất khẩu của Việt Nam luôn tăng qua các năm, tuy nhiên, thay đổi trong tổng sản phẩm quốc gia (GDP) có lúc tăng, lúc giảm khác nhau. Như vậy, từ quan sát dựa trên số liệu thực tế tại Việt Nam chưa thể khẳng định mối quan hệ cùng chiều của tăng trưởng xuất khẩu đối với tăng trưởng kinh tế.
Ủng hộ quan điểm của tác giả Phan Minh Ngọc và các cộng sự trong nghiên cứu nêu trên, mối quan hệ nghịch biến giữa xuất khẩu và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam có thể do tăng trưởng khu vực sản xuất hướng xuất khẩu chỉ làm giảm tăng trưởng của khu vực sản xuất phi xuất bởi các nguồn lực khan hiếm đã bị hút mạnh về khu vực xuất khẩu, dẫn đến tăng trưởng GDP của toàn nền kinh tế không thay đổi hoặc làm giảm tăng trưởng GDP của toàn xã hội. Điều này cũng hàm ý vấn đề trọng yếu đối với Việt Nam không phải là tăng trưởng về lượng của xuất khẩu mà thay vào đó là phải đặt mục tiêu xuất khẩu cái gì, xuất khẩu như thế nào, xuất khẩu vào thị trường nào để có lợi nhất cho nền kinh tế cả nước.
4.1.2 Khuyến nghị
(1) Từ kết quả nghiên cứu cho thấy chính sách tài khóa có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, chính sách tài khóa cũng có mối quan hệ nhân quả với lạm phát. Tăng chi NSNN để kích thích tiêu dùng và tăng cầu tiêu dùng sẽ kích thích đầu tư phát triển và tăng đầu tư phát triển sẽ đưa đến tăng trưởng cao. Nhưng nếu tăng chi tiêu khi nền kinh tế đang vượt quá mức tiềm năng thì sẽ kéo theo lạm phát, mà lạm phát cao lại làm giảm đầu tư phát triển và giảm đầu tư phát triển kéo theo giảm tăng trưởng.
Mặt khác, chi tiêu quá mức trong khi thu không tăng sẽ dẫn đến thâm hụt ngân sách. Mà thâm hụt NSNN cao và liên tục sẽ đẩy nợ công lên cao và việc bù đắp thâm hụt này qua vay nợ có thể sẽ có ảnh hưởng khơng tốt đến nền kinh tế và bộ mặt quốc gia, tín nhiệm của Chính phủ.
Do đó, cần xác định và duy trì tỷ lệ chi tiêu NSNN/GDP ở mức thích hợp thì mới đem lại hiệu quả cho nền kinh tế.
(2) Kết quả nghiên cứu cũng cho th ấy chính sách tiền tệ khơng có tác động đến tăng trưởng kinh tế trong giai đoạn 1987 – 2012. Điều này có thể cho thấy trong thời gian vừa qua chưa có sự phối hợp đồng bộ giữa chính sách tiền tệ và các chính sách khác, cụ thể là chính sách tài khố.
Như chúng ta đã bi ết, CSTT không phải là duy nhất để nền kinh tế đạt được sự ổn định kinh tế vĩ mô với mức tăng trưởng bền vững,… mà để đạt được điều đó phải phối hợp đồng bộ với nhiều chính sách khác, đặc biệt là CSTK. Một quốc gia thường không chỉ sử dụng đơn thuần một chính sách riêng lẻ như CSTT, CSTK, chính sách ngoại thương,… để điều hành toàn bộ nền kinh tế mà trên thực tế là có sự phối hợp trong việc thực thi các chính sách này nhằm để nền kinh tế của quốc gia phát triển một cách tốt nhất. Như vậy, nếu mục tiêu của
Chính phủ nhằm hướng đến một nền kinh tế tăng trưởng cao thì cần phải phối hợp CSTK và CSTT một cách hợp lý và chặt chẽ hơn.
CSTK mở rộng (hay thắt chặt) có xu hướng gắn liền với tăng (giảm) thâm hụt ngân sách nên phương thức tài trợ thâm hụt ngân sách sẽ tác động đến việc thực hiện mục tiêu ổn định tiền tệ của CSTT. Ngược lại, hiệu quả của CSTK ở một chừng mực nhất định cũng ph ụ thuộc vào việc kết quả điều hành CSTT. Chẳng hạn, khi thực hiện CSTT thắt chặt có thể sẽ làm cho đầu tư giảm, kéo theo đó là nguồn thu ngân sách cũng có thể giảm do giảm khả năng thu thuế.
Như vậy, trong q trình thực thi, chính sách này sẽ tác động đến chính sách kia và ngược lại; nếu thiếu sự đồng bộ trong việc phối hợp hay thậm chí có sự trái ngược nhau trong việc thực thi các chính sách vĩ mơ thì có thể gây hậu quả xấu cho nền kinh tế. Sự phối hợp đồng bộ các chính sách trong trường hợp này sẽ giảm thiểu tác động tiêu cực qua lại giữa các chính sách, gia tăng tác động tích cực của chính sách đối với nền kinh tế.
Kinh nghiệm các nước cho thấy, để đạt được hiệu quả phối hợp tài khóa -