Chỉ tiêu (%) 2006 2007 2008 2009 2010
Tổng số dư nợ nước ngoài so với GDP 31.4 32.5 29.8 39 42.2 Nợ nước ngồi khu vực cơng so với
GDP 26.7 28.2 25.1 29.3 31.1
Nghĩa vụ trả nợ trung và dài hạn so với
xuất khẩu hàng hóa và dịch vụ 4.0 3.8 3.3 4.2 3.4 Nghĩa vụ trả nợ nước ngồi của Chính
phủ so với thu NSNN 3.7 3.6 3.5 5.1 3.7 Dự trữ ngoại hối so với tổng dư nợ ngắn
hạn 6.380 10.177 2.808 290 187
Nghĩa vụ nợ dự phịng của Chính phủ so
với thu NSNN 4.5 4.6 4.7 4.3 5.8
Nguồn: Bản tin nước ngồi số 7-Bộ tài chính
Như vậy, trong thời điểm hiện tại, tỷ lệ nợ Chính phủ so với GDP, các chỉ tiêu nợ Chính phủ, nợ nước ngồi quốc gia đều trong giới hạn an toàn. Phần lớn các khoản vay nước ngồi của Chính phủ có kỳ hạn dài, lãi suất ưu đãi. Mức lãi suất vay trung bình nợ nước ngồi của Chính phủ năm 2009 là 1,9%/năm, năm 2010 là 2,1%/năm. Theo Bộ Tài chính, các chỉ số nợ của Việt Nam ở mức an toàn, nợ công được quản lý chặt chẽ theo quy định. Các khoản nợ trong nước và nước ngồi được thanh tốn đầy đủ, khơng có nợ xấu. Cụ thể, chỉ số nợ nước ngồi của Chính phủ trên GDP là 42,2%, vẫn dưới ngưỡng an toàn (50% GDP). Nghĩa vụ trả nợ của Chính phủ
khoảng 16% tổng thu ngân sách nhà nước (giới hạn an toàn 35%). Nghĩa vụ trả nợ nước ngoài trung và dài hạn trong nhiều năm qua khoảng 3,3 - 4,8% kim ngạch xuất khẩu (giới hạn an toàn là 25%). Cơ cấu nợ nước ngoài đang giảm dần so với tổng dư nợ của Chính phủ nhằm giảm sự phụ thuộc vào vốn vay nước ngoài… So với các nước đang phát triển có cùng hệ số tín nhiệm, chỉ số nợ cơng và nợ nước ngồi của Việt Nam ở mức trung bình.
Vì vậy, để xác định, đánh giá đúng đắn mức độ an tồn của nợ cơng, không thể chỉ quan tâm đến tỷ lệ nợ trên GDP, mà cần phải xem xét nợ cơng một cách tồn diện trong mối liên hệ với hệ thống các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô của nền kinh tế quốc dân, nhất là tốc độ và chất lượng tăng trưởng kinh tế, năng suất lao động tổng hợp, hiệu quả sử dụng vốn (qua tiêu chí ICOR), tỷ lệ thâm hụt ngân sách, mức tiết kiệm nội địa và mức đầu tư tồn xã hội... Bên cạnh đó, những tiêu chí, như cơ cấu nợ cơng, tỷ trọng các loại nợ, cơ cấu lãi suất, thời gian trả nợ.... cũng cần được phân tích kỹ lưỡng khi đánh giá tính bền vững nợ cơng.
Đánh giá kết quả họat động vay, trả nợ và quản lý nợ cơng, nợ nước ngồi năm 2010, Cục Quản lý nợ và Tài chính đối ngoại cho rằng, Việt Nam đã huy động được khối lượng vốn lớn bổ sung cho đầu tư phát triển, cân đối ngân sách nhà nước, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Các chỉ tiêu về nợ Chính phủ và nợ nước ngoài của quốc gia nằm trong giới hạn an tồn, đảm bảo an ninh tài chính quốc gia. Các hình thức huy động vốn ngày càng đa dạng, linh họat, tạo tiền đề cho sự hình thành và phát triển đồng bộ thị trường tài chính...
3.3.3 Đánh giá tính ổn định của nợ theo sức mạnh thể chế và chất lượng chính sách quản lý nợ nước ngồi
đánh giá chất lượng quản lý nợ cơng đó là dựa vào chất lượng chính sách và thể chế. Các quốc gia có chính sách và thể chế tốt thì có thể chống đỡ được mức nợ cao hơn so với mức ổn định nợ cơ bản. Cách tiếp cận này đưa ra giá trị mức ngưỡng dựa vào tỷ lệ nợ truyền thống để làm cơ sở đánh giá thể chế và chính sách của quốc gia. Dựa vào giá trị ngưỡng, Ngân hàng Thế giới phân loại 3 mức thực hiện chính sách: kém, vừa và mạnh
Bảng 3.10: Mức ngưỡng phụ thuộc vào chính sách và thể chế theo tiêu chuẩn của HIPCs
Mức ngưỡng % Đánh giá sức mạnh thể chế và chất lượng chính sách Kém CPIA ≤ 3 Vừa 3 < CPIA < 3,9 Mạnh CPIA ≥ 3.9 NPV/GDP 30% 45% 60% NPV/X 100% 200% 300% NPV/DBR 200% 275% 350% Nguồn: WB Qua số liệu từ bảng 3.9 trên cho thấy, từ năm 2006 đến năm 2010, ba chỉ số hiện giá thuần nợ nước ngoài của Việt Nam: NPV/GDP ≤ 30%, NPV/X < 60% và NPV/DBR < 150%. Điều này cho thấy thể chế và chính sách quản lý nợ nước ngồi của Việt Nam xếp vào chỉ số CPIA ≤3, tức là ở mức kém.
Tóm lại, qua phân tích các chỉ tiêu đánh giá nợ nước ngoài, nghiên cứu nhận thấy mặc dù nợ nước ngồi của Việt Nam có gia tăng nhanh trong những năm gần đây nhưng vẫn nằm trong khả năng thanh toán, chưa rơi vào tình trạng nguy kịch như một số quốc gia Châu Âu.
4.ĐỊNH LƯỢNG MỐI QUAN HỆ GIỮA NỢ NƯỚC NGOÀI VỚI TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 1986 - 2012
Ước lượng ngưỡng nợ nước ngoài của Việt Nam theo mô phỏng đường cong Laffer nợ
Mặc dù các lí thuyết “debt overhang” khơng trực tiếp giải thích ảnh hưởng của nợ đến tăng trưởng nhưng ta có thể mở rộng và áp dụng đường cong Laffer nợ để mô tả đường cong Laffer về ảnh hưởng của nợ đến tăng trưởng. Do đỉnh đường cong Laffer nợ là điểm mà tại đó sự tăng lên trong tổng nợ bắt đầu tạo ra gánh nặng cho đầu tư, cải tổ kinh tế và các hoạt động khác, điểm này có thể liên quan đến điểm mà tại đó nợ bắt đầu ảnh hưởng ngược chiều đến tăng trưởng. Nó cũng chính là điểm chỉ ra mức độ nợ tối ưu mà một quốc gia có thể duy trì mà khơng phải lo ngại vấn đề “debt overhang”.
Nghiên cứu sử dụng hàm phi tuyến dạng đường cong phương trình bậc hai để mô phỏng đường cong Laffer nợ. Để vẽ được đường cong này nghiên cứu sử dụng phần mềm thống kê SPSS để vẽ đường cong theo các điểm phân tán của biến tỷ lệ tăng trưởng theo tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP (theo giá cố định năm 2000), ký hiệu GDP, số liệu từ năm 1986-2012. Đường cong được tìm thấy như Hình 4.1. Đỉnh của đường cong được xác định với giá trị bằng 65% đây chính là ngưỡng nợ nước ngồi trên GDP mà nghiên cứu cần tìm.
Tuy nhiên, để ngưỡng nợ nêu trên phản ánh đúng mức độ an toàn nợ của Việt Nam cần phải xem xét, đánh giá một cách toàn diện trong mối quan hệ tác động của các chỉ tiêu kinh tế vĩ mơ, nhất là tỷ giá hối đối, lạm phát, tốc độ và chất lượng tăng trưởng kinh tế, hiệu quả sử dụng vốn và khả năng chống đỡ rủi ro của nền kinh tế.
4.1 Mơ hình nghiên cứu
Nhằm đo lường tác động của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế Việt Nam, tác giả thực hiện mơ hình nghiên cứu với giả định là tăng trưởng kinh tế chịu ảnh hưởng bởi các biến kinh tế vĩ mô như: Nợ nước ngoài, đầu tư trong nước, dịch vụ nợ, độ mở của nền kinh tế và đầu tư trực tiếp nước ngồi, mơ hình dạng logarit (Log-log), mơ hình được tác giả sử dụng tương tự như mơ hình Frimpong, J. M.Oteng-Abayi, E. F sử dụng khi nghiên cứu các nhân tố tác động đến tăng trưởng kinh tế tại Ghana, 2006. Mơ hình này theo tác giả là phù hợp với hồn cảnh nghiên cứu về nợ nước ngoài của Việt Nam hiện nay vì tình trạng nợ nước ngoài của Ghana cũng giống như các nước HIPCs, có thể tìm thấy số liệu thống kê của các biến trong mơ hình trong khi các mơ hình khác rất khó tìm được đủ số liệu thống kê. Mặt khác hệ số tuyến tính giữa biến tăng trưởng kinh tế và tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP chỉ ở mức 20% cho nên mơ hình đa biến là lựa chọn phù hợp hơn. Mơ hình cụ thể như sau:
lnYt = α0 + α1 lnEDTt + α2 lnTDSt + α3 lnINVt + α4 lnFDIt + α5 lnEXPt + εt (1)
Trong đó:
- Biến Y (%) là biến phụ thuộc đại diện cho mức tăng trưởng kinh tế - Biến EDT là tỷ số giữa tổng số nợ nước ngoài trên GDP (%) - Biến TDS là tỷ lệ tổng dịch vụ nợ trên xuất khẩu (%)
- Biến INV là tỷ lệ đầu tư trong nước trên GDP (%)
- Biến FDI là tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP (%)
- Biến EXP là chỉ tiêu đại diện cho biến đo lường độ mở của nền kinh tế (%), được tính bằng cách lấy tổng giá trị xuất khẩu hàng hóa dịch vụ chia cho tổng giá trị nhập khẩu hàng hóa dịch vụ
Để phù hợp với mơ hình tăng trưởng kinh tế, quan điểm lý thuyết và phân tích phần trên đã trình bày, khi nợ nước ngoài của Việt Nam chưa vượt ngưỡng an toàn “threshold level” nên nghiên cứu kỳ vọng nợ nước ngồi tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu mong đợi α1 > 0, tỷ lệ tổng dịch vụ nợ trên xuất khẩu dự
kiến sẽ tác động tiêu cực do việc giảm chi phí đầu tư trong nước từ dịch vụ thanh toán nợ, nên nghiên cứu dự đoán α2 < 0, tỷ lệ đầu tư trong nước so với GDP dự kiến
sẽ có ảnh hưởng tích cực đáng kể vào tăng trưởng GDP, nên nghiên cứu mong đợi
α3 > 0, tương tự tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP bổ sung nguồn lực bên
ngoài thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và mong đợi một tác động tích cực đến tăng trưởng, vì vậy kỳ vọng α4 >0, nền kinh tế Việt Nam hiện đã và đang hòa nhập sâu
rộng vào kinh tế thế giới, tốc độ xuất khẩu tăng nhanh qua các năm so với nhập khẩu, độ mở nền kinh tế ngày càng rộng, nghiên cứu kỳ vọng α5 > 0.
Mơ hình trên được sử dụng nhằm mục đích tìm hiểu liệu có hay khơng mối quan hệ trong dài hạn giữa tăng trưởng kinh tế Việt Nam và các yếu tố đầu vào nêu trên. Khả năng xảy ra mối quan hệ trong dài hạn được kiểm định bằng kỹ thuật đồng liên kết.
4.2 Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu theo năm từ năm 1986 đến năm 2012. Dữ liệu được thu thập từ nguồn thống kê tại mục World Development Indicator của Ngân hàng Thế giới (WB).
Với sự hỗ trợ của phần mềm STATA 11, để đo lường các nhân tố tác động đến tăng trưởng kinh tế trong mơ hình thực nghiệm, tác giả thực hiện theo các bước sau:
- Hồi quy mơ hình và kiểm định sự phù hợp của mơ hình ước lượng.
- Thực hiện việc kiểm định tính dừng và khơng dừng (unit roots or non- stationary) của các chuỗi thời gian sử dụng trong mơ hình thực nghiệm (kiểm
định nghiệm đơn vị). Giữa các chuỗi số khơng dừng có thể tồn tại mối quan hệ đồng liên kết (mối quan hệ trong dài hạn). Tương quan đồng liên kết tồn tại khi quan hệ tuyến tính giữa hai chuỗi là một chuỗi có tính dừng (stationary). Phân tích mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến (nếu tồn tại). - Sử dụng mơ hình VECM (Vector Error Correction Model) để đo lường mối
quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến kinh tế nghiên cứu.
4.3 Kết quả kiểm định
4.3.1 Kiểm định sự phù hợp của mơ hình hồi quy
Với sự hỗ trợ của phần mềm STATA 11, kết quả hồi quy được thể hiện như bên dưới Source SS df MS Number of obs = 27 F( 5, 21) = 14.72 Model 14.7810874 5 2.95621749 Prob > F = 0.0000 Residual 4.2184326 21 .200877743 R-squared = 0.7780 Adj R-squared = 0.7251
Total 18.99952 26 .730750771 Root MSE = .44819
lngdp Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] lnedt .5841 .1582951 -3.69 0.001 -.9132926 1.254907 lntds -.2889839 .2227573 -1.30 0.009 -.752233 . lninv .9323343 .4053199 2.30 0.032 .0894254 1.77524 lnfdi .1488317 .0663224 2.24 0.036 .0109069 . lnexp .5924436 .7250653 0.82 0.023 -.9154123 2.100 _cons 24.60892 .5985009 41.12 0.000 23.36427 25.8535 7
Trước khi xét kết quả hồi quy ở trên, ta cần kiểm tra sự phù hợp của mơ hình sử dụng trong nghiên cứu.
a. Kiểm tra hiện tượng phương sai thay đổi
Để kiểm tra mơ hình có xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi hay không ta dùng kiểm định Breusch-Pagau với giả thuyết:
H0: chưa phát hiện phương sai thay đổi H1: có phương sai thay đổi
Nếu kiểm định có p-value > mức ý nghĩa α = 5% thì chấp nhận H0 và ngược lại.
Breusch-Pagan / Cook-Weisberg test for
heteroskedasticity Ho: Constant variance Variables: fitted values of lngdp
chi2(1) = 0.62
Prob > chi2 = 0.4323
Ta có p-value = 0.4323 > 0.05 chấp nhận H0 và ta có thể kết luận rằng: mơ hình hồi quy này chưa phát hiện có phương sai thay đổi với mức ý nghĩa là 5% hay ước lượng OLS là hiệu quả.
b. Kiểm tra hiện tượng đa cộng tuyến
Để kiểm tra đa cộng tuyến ta dùng nhân tử phóng đại phương sai VIF 55
Variable VIF 1/VIF lninv 8.95 0.11173 lntds 9.07 0.11025 lnedt 8.37 0.11943 lnexp 6.55 0.15267 lnfdi 3.64 0.27504 4 Mean VIF 7.32
Ta thấy hệ số VIF của các biến đều nhỏ hơn 11 nên có thể kết luận trong mơ hình có hiện tượng đa cộng tuyến khơng hồn hảo. Nếu hiện tượng đa cộng tuyến này không làm sai dấu của các hệ số ước lượng thì ta có thể bỏ qua.
c. Kiểm tra hiện tượng tự tương quan
Ta dùng kiểm định Brush-Godfrey
Breusch-Godfrey LM test for autocorrelation
lags(p) chi2 df Prob > chi2
1 15.922 1 0.0001
H0: no serial correlation
Kết quả: p-value = 0.0001 < 0,05 bác bỏ H0 hay kết luận rằng mơ hình hồi quy (1) có xảy ra hiện tượng tự tương quan bậc 1.
Để kiểm định hệ số hồi quy trở nên đáng tin cậy ta dùng ma trận ước lượng phương sai của Newey-West. Kết quả như sau:
Variable Obs Pr(Skewness) Pr(Kurtosis)adj chi2(2) Prob>chi2
phandu 27 0.0032 0.0607 9.95 0.0069
Regression with Newey-West standard errors Number of = 27
maximum lag: 1 F( 5, 21) = 24.3
Prob > F = 0.000
0 Newey-West
lngdp Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval]
lnedt .5841 .147094 -3.97 0.001 -.889998 1.278201 lntds -.2889839 .1950365 -1.48 0.153 -.694584 . lninv .9323343 .4221168 2.21 0.038 . 1.81017 lnfdi .1488317 .0335026 4.44 0.000 . . lnexp .5924436 1.011834 0.59 0.564 - 2.69666 _cons 24.60892 .5703829 43.1 4 0.000 23.42275 25.7951
d. Kiểm tra tính chuẩn của sai số trong hồi quy
Theo lý thuyết định lượng nếu phần dư khơng ngẫu nhiên, khơng có phân phối chuẩn là một thông tin quan trọng cho biết mơ hình hồi quy chưa tốt do có thể bị các lỗi như bỏ sót biến quan trọng, sai dạng hàm, phương sai thay đổi, tự tương quan,… Hơn nữa, phần dư là hạng nhiễu có trung bình bằng khơng và phương sai khơng đổi. Nếu giả định này khơng thỏa mãn thì các thống kê suy luận của mơ hình hồi quy (như tstat, Fstas, …) khơng có giá trị nữa.
Ta có giả thuyết: H0: sai số khơng có phân phối chuẩn H1: sai số phân phối chuẩn
Skewness/Kurtosis tests for Normality
joint
Ta có p-value = 0.0069 < 0.05 bác bỏ H0 và ta có thể kết luận rằng: sai số của mơ hình hồi quy này có phân phối chuẩn với mức ý nghĩa kiểm định là 5%.
4.3.2 Phân tích cân bằng dài hạn
Trong bài nghiên cứu, tác giả đã tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị của từng biến riêng biệt để xác định thuộc tính dừng bằng phương pháp phổ biến là phương pháp ADF (Augmented Dickey-Fuller).
Giả thuyết: H0: chuỗi dữ liệu là không dừng H1: chuỗi dữ liệu dừng
Kết quả: p-value > mức ý nghĩa α thì chấp nhận H0 và ngược lại Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Biến p-value Kết luận lnGDP 0.9421 Không dừng mức 1% lnEDT 0.0271 Không dừng mức 1% lnTDS 0.0159 Không dừng mức 1% lnINV 0.0340 Không dừng mức 1% lnFDI 0.0000 Dừng mức 1% EXP 0.0883 Không dừng mức 1%
Vì hầu hết các chuỗi đều khơng dừng ở mức 1%, nên ta sẽ kiểm tra tính dừng của sai phân bậc 1 của các chuỗi dữ liệu
Biến p-value Kết luận