Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -397.7511 NA 19612159 30.98086 31.22280 31.05053 1 -325.5952 111.0090* 543845.9* 27.35348* 28.80513* 27.77150* Nguồn tác giả tính từ Eviews 7
4.5.3 .Ƣớc lƣợng mơ hình ARDL
Ƣớc lƣợng các hệ số dài hạn
Kết quả ước lượng mơ hình ARDL với bậc dừng của các biến tương ứng tối ưu là ARDL(1,1,1,1,1).
Bảng 4.4: Ƣớc lƣợng mơ hình ARDL(1,1,1,1,1) biến phụ thuộc GDP.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 3.089917 1.289913 2.395446 0.0292 GDP(-1) 0.599715 0.173013 3.466297 0.0032 DPDEBT -0.022536 0.006108 -3.689880 0.0020 DPDEBT(-1) 0.005296 0.005756 0.920066 0.3712 IG 0.150181 0.136541 1.099893 0.2877 IG(-1) -0.164811 0.121842 -1.352665 0.1950 L 0.052048 0.300353 0.173288 0.8646 L(-1) -0.294938 0.358260 -0.823249 0.4225 DOPEN 0.070646 0.023002 3.071265 0.0073 DOPEN(-1) 0.023913 0.016661 1.435260 0.1705 Ramsey RESET Test Các kết quả chẩn đốn mơ hình F- statistic Value df Probability 2.838479 (1, 15) 0.1127
White’s Test Obs*R-squared 4.341686 Prob. Chi-Square 0.8875 Shpiro-Wilk W Test Probability 0.542542
Breusch-Godfrey
Serial Correlation Obs*R-squared 1.168484 Prob. Chi-Square 0.2797 Nguồn tác giả tính từ Eviews 7
Thực hiện kiểm định phận phối chuẩn số dư, kiểm định tự tương quan, kiểm định phương sai thay đổi và kiểm định sai dạng mơ hình đều cho kết quả khẳng định mơ hình ổn định đảm bảo để ước lượng các hệ số dài hạn và ngắn hạn. Kiểm định tính ổn định của các tham số dựa trên kiểm định CUSUM và CUSMSQ khẳng định mơ hình ổn định đối với mẫu nghiên cứu hình 4.1.
Hình 4.1: Kiểm định Cusum và Cusumsq
12 8 4 0 -4 -8 -12 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13
CUSUM of Squares 5% Significance 1.6 1.2 0.8 0.4 0.0 -0.4 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13
Giai đoạn thứ hai của mơ hình ARDL trong kiểm định đồng liên kết là ước lượng hệ số dài hạn. Bảng 4.5 trình bày kết quả ước lượng các hệ số dài hạn của mơ hình ARDL với độ trễ (1,1,1,1,1). Sau đó, chúng ta kiểm tra thuộc tính dừng của phần dư từ kết quả hồi quy này. Kết quả kiểm định cho thấy phần dư là một chuổi dừng với giá trị ADF là - 4.208905 với ý nghĩa thống kê 1%. Như vậy các biến trong mơ hình là đồng liên kết.
Bảng 4.5: Ƣớc lƣợng các hệ số dài hạn của mơ hình ARDL(1,1,1,1,1) Biến phụ thuộc GDP
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 4.867191 1.025270 4.747228 0.0001 DPDEBT -0.015722 0.004575 -3.436810 0.0024 IG 0.073770 0.050966 1.447444 0.1619 L 0.250373 0.288961 0.866457 0.3956 DOPEN 0.040536 0.019712 2.056355 0.0518 Nguồn tác giả tính từ Eviews 7
Các hệ số được ước lượng cho thấy biến đầu tư cơng và biến lực lượng lao động khơng có quan hệ trực tiếp với tăng trưởng kinh tế trong dài hạn; nợ cơng có quan hệ
âm với tăng trưởng kinh tế ở mức ý nghĩa thống kê 1%; độ mở thương mại có quan hệ dương với tăng trưởng kinh tế đều ở mức ý nghĩa thống kê là 1%.
Ƣớc lƣợng các hệ số ngắn hạn
Với sự chấp nhận các hệ số dài hạn của phương trình tăng trưởng kinh tế, tác giả tiến hành ước lượng các hệ số ngắn hạn trên cơ sở triển khai mơ hình ECM. Mơ hình ECM có hai phần:
Thứ nhất, ước lượng các hệ số ngắn hạn;
Thứ hai, phần sai số hiệu chỉnh (ECT: Erro Correction Term) cung cấp thông tin phản hồi hay tốc độ điều chỉnh của các hệ số ngắn hạn về cân bằng dài hạn trong mơ hình. Phần sai số hiệu chỉnh (ECT) thu được từ kết quả ước lượng các hệ số dài hạn.
Bảng 4.6 trình bày kết quả ước lượng các hệ số ngắn hạn từ mơ hình ARDL với các độ trể được lựa chọn (1,1,1,1,1). Các ước lượng cho thấy hệ số của các biến hồi quy nợ công và độ mở thương mại có ý nghĩa ở mức 1%,. Các biến cịn lại khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả của ECM cho thấy hồi quy ECT có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hơn nữa ECM giải thích 50.18% mức độ biến động tăng trưởng kinh tế. Các kết quả kiểm định chuẩn đốn cho thấy mơ hình thích hợp.
Bảng 4.6: Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình hiệu chỉnh sai số
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.046238 0.199872 0.231340 0.8194 D(DPDEBT) -0.011306 0.003408 -3.317315 0.0034 D(IG) 0.107355 0.115180 0.932066 0.3624 D(L) 0.203138 0.161436 1.258321 0.2228 D(DOPEN) 0.026108 0.010336 2.525780 0.0201 Ect(-1) -0.483992 0.172381 -2.807697 0.0109 White’s Test Các kết quả chẩn đốn mơ hình
Obs*R-squared 3.843247 Prob. Chi-Square 0.5722 Shpiro-Wilk W Test Probability 0.911922
Ramsey RESET Test F-statistic Value df Probability 0.349287 (1, 19) 0.5615
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
Obs*R-squared 5.584303 Prob. Chi-Square 0.0181 Nguồn tác giả tính từ Eviews 7
4.5.4.Kiểm định quan hệ Granger với mơ hình VECM
Thực hiện kiểm định quan hệ nhân quả granger với mơ hình để xem các biến trể của bién này có giải thích cho các biến khác hay không ta sử dụng thống kê F của kiểm định Wald cho ở bảng 4.7.
Bảng 4.7 : Kết quả kiểm định nhân quả Granger
F-statistic [Probability]
Dependent
Variable GDP DPDEBT IG L DOPEN
ECTt-1 (p-value) GDP … 4.054636 * [0.0452] 0.391270 [0.6845] 0.9321** [0.070741] 0.794875 [0.474] 0.001089 (0.0974) DPDEBT 3.246522 * [0.0747] 6.959246* [0.0098] 1.017613 [0.3906] 4.348939* [0.0380] -0.0073876 (0.0000) IG 0.035758 [0.9650] 2.577736 0.1171 0.587955 [0.5707] 0.277867 [0.7621] -0.000582 (0.7404) L [0.008618) [0.9914] [0.997351] [0.3975] 3.252047* [0.0744] … 0.940536 [0.4174] 0.001374 (0.385631) DOPEN 0.132965 [0.8768] 3.807383* [0.0524] 0.084011 [0.9200] 1.612587 [0.2397] … -0.022636 (0.956843) Nguồn: tác giả tính từ Eviews 7
(*) tương ứng mức ý nghĩa 1% , (**) tương ứng mức ý nghĩa 5%
Có mối quan hệ nhân quả dài hạn hai chiều: giữa nợ cơng và tăng trưởng kinh tế; Có mối quan hệ nhân quả dài hạn một chiều từ đầu tư công, lao động, độ mở đến tăng trưởng kinh tế và từ đầu tư cơng, lao động, độ mở đến nợ.
Có mối quan hệ nhân quả ngắn hạn hai chiều: giữa nợ công và tăng trưởng kinh tế; cũng quan hệ nhân quả hai chiều ngắn hạn giữa nợ cơng và độ mở thương mại. Có mối quan hệ nhân quả ngắn hạn một chiều từ đầu tư công đến lực lượng lao động và nợ công.
KẾT LUẬN CHƢƠNG IV
Chương IV tác giả trình bày phương pháp nghiên cứu và kiểm định mơ hình ARDL trong ngắn hạn và dài hạn, đồng thời kiểm định nhân quả Granger để đánh giá tác động mối quan hệ giữa biến nợ công và tăng trưởng kinh tế trong mơ hình kinh tế mở cùng các biến kiểm sốt khác gồm đầu tư khu vực cơng, lực lượng lao động và độ mở thương mại theo các bước:
Bước 1: Thực hiện kiểm định tính dừng của các chuổi số liệu theo thời gian từng
năm trong mơ hình thực nghiệm. Nếu các chuổi này khơng dừng, thì phải lấy sai phân cho tới khi chuổi có tính dừng thì mới đưa vào mơ hình thực nghiệm.
Bước 2: Xác định mơ hình VAR, chọn độ trể tối ưu của các biến trong mơ hình
thực nghiệm.
Bước 3: Thực hiện ước lượng mơ hình ARDL với độ trể tối ưu của các biến.
Thực hiện kiểm định tính đồng liên kết của các biến thơng qua kiểm định tính dừng của phần dư trong mơ hình ARDL
Ước lượng các hệ số trong ngắn hạn và trong dài hạn của mơ hình
Bước 4: Kiểm định nhân quả Granger với mơ hình VECM
Dựa vào kết quả kiểm định, mơ hình có các biến dừng ở bậc 0, I(0) là GDP, Đầu tư công và lực lượng lao động; Nợ cơng và độ mở thương mại thì dừng ở cùng bậc 1, I(1). Đây là điều kiện để đảm bảo mơ hình kiểm định hiệu quả hơn. Kết quả của kiểm định nhân quả Granger cho thấy Nợ công và tăng trưởng kinh tế có quan hệ Granger hai chiều và các biến kiểm sốt cũng có Granger một chiều đến biến phụ thuộc tăng trưởng kinh tế nhưng đồng thời với biến nợ công.
CHƢƠNG V
KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ
5.1.Giới thiệu
Luận văn đã đạt được hai mục tiêu chính. Thứ nhất, đánh giá các chính sách và tình hình thực hiện các mục tiêu vĩ mơ của Việt Nam trong khoảng thời gian nghiên cứu, trong đó tập trung sự đánh giá nợ công và tăng trưởng kinh tế cũng như các chỉ tiêu kinh tế vĩ mơ có liên quan. Thứ hai, phát triển mơ hình kinh tế mở để đo lường tác động của nợ công lên tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong khoảng thời gian 1986 – 2013, mở rộng với các biến kiểm sốt: đầu tư cơng, lực lượng lao động và độ mở thương mại. Qua đó kiểm tra tăng trưởng kinh tế phản ứng như thế nào trước sự thay đổi của các biến số vĩ mơ trong đó chú trọng nợ cơng.
5.2.Các kết luận tổng quát.
Nghiên cứu thực hiện kiểm tra tăng trưởng kinh tế, nợ công đã thay đổi như thế nào trong các giai đoạn phát triển và chuyển đổi nền kinh tế Việt Nam. Kết quả cho thấy:
Tình hình vay nợ của việt nam trong thời gian nghiên cứu có nhiều biến động. Khi đất nước thoát khỏi chiến tranh bước vào xây dựng đất nước đổi mới kinh tế từ xuất phát điểm lạc hậu, bị bao vây cấm vận nên phụ thuộc nhiều vào bên ngoài chủ yếu là các quốc gia XHCN trong đó chủ Nga, Cuba do đó dư nợ tăng nhanh, đó cũng do việc xác định mơ hình tăng trưởng, cơ chế quản lý kinh tế bao cấp không phù hợp.
Nợ công bước đầu phát huy hiệu quả của nó khi chúng ta thực hiện đổi mới triệt để cơ chế quản lý kinh tế, mở cửa thực hiện thương mại quốc tế, nhưng do ảnh hưởng của các cuộc khủng hoảng tài chính – tiền tệ, việc quản lý chưa hiệu quả và mơ hình phát triển về số lượng hơn là chất lượng đã làm cho nợ cơng có nhiều biến động theo xu hướng tăng. Nhìn chung sự biến thiên tăng trưởng kinh tế có gắn kết rất chặc chẻ với sự thay đổi của thâm hụt ngân sách, nợ công, đầu tư công, lực lượng lao động và độ mở thương mại của nền kinh tế.
Nghiên cứu thực nghiệm với mơ hình kinh tế mở đo lường tác động của nợ công lên tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong khoản thời gian 1986 – 2013, mở rộng với các biến kiểm sốt: đầu tư cơng lực lượng lao động và độ mở của nền kinh tế. Đầu tiên tác giả ước lượng hệ số dài hạn của phương trình tăng trưởng kinh tế. Hệ số hồi quy ước lượng cho thấy tăng trưởng kinh tế có quan hệ trực triếp với nợ cơng và độ mở thương mại. Tiếp đó, mơ hình ECM được triển khai để thực hiện ước lượng các hệ số hồi quy trong ngắn hạn của phương trình tăng trưởng kinh tế. Phát hiện cho thấy rằng, tăng trưởng kinh tế có quan hệ với nợ cơng và độ mở thương mại cả trong ngắn hạn; hệ số ECT có ý nghĩa trong mơ hình. Nghĩa là có sự gắn kết giữa tăng trưởng kinh tế trong dài hạn và ngắn hạn.
5.2.1. Các phát hiện chính
Trong luận văn, phương pháp chủ yếu dược sử dụng là mơ hình ARDL. Các thủ tục kiểm định đã được áp dụng chặc chẻ. Phương trình tăng trưởng được ước lượng có các điểm quan trọng.
Với dữ liệu chuổi thời gian từ năm 1986 – 2013 cho thấy nợ cơng có quan hệ âm với tăng trưởng kinh tế cả trong ngắn hạn và trong dài hạn kết quả này khác với nghiên cứu về ngưỡng nợ công của Việt Nam được tiến hành bởi Sử Đình Thành (2012) cho rằng nợ cơng và tăng trưởng kinh tế có quan hệ phi tuyến với ngưỡng nợ công là 75,8%/GDP vượt ngưỡng thì nợ cơng tác động âm lên tăng trưởng kinh tế.
Nợ cơng có quan hệ Granger hai chiều với tăng trưởng kinh tế trong dài hạn và ngắn hạn.
Độ mở thương mại có tác động dương lên tăng trưởng kinh tế trong dài hạn và cả trong ngắn hạn .
Độ mở thương mại có quan hệ Granger một chiều lên tăng trưởng kinh tế.
Các biến đầu tư công và lựu lượng lao động tuy khơng có quan hệ trực tiếp với tăng trưởng kinh tế, nhưng xét quan hệ nhân quả Granger thì chúng có quan hệ một chiều với tăng trưởng kinh tế. Đồng thời cũng có quan hệ Granger một chiều với nợ cơng
5.2.2.Các hàm ý chính sách
Mơ hình nghiên cứu cho thấy nợ cơng có tác động âm lên tăng trưởng kinh tế trong thời gian nghiên cứu, điều này được hiểu việc huy động nguồn lực từ bên ngoài để góp phần thúc đẩy tăng kinh tế khơng đạt mục tiêu như mong muốn. Kết quả này cho thấy viện sử dụng và quản lý nợ công ở Việt Nam thời gian qua chưa thật sự hiệu quả để góp phần thúc đẩy phát triển kinh tế - xã hội.
Để phát huy hiệu quả của nợ vay chúng ta cần phải xác định rõ ràng mối quan hệ giữa nợ công, đầu tư công và mức độ bền vững ngân sách. Theo quy định hiện hành của Việt nam, đầu tư cơng và nợ cơng có mối quan hệ rất mật thiết theo pháp lý quan trọng nhất quy định mối quan hệ giữa đầu tư công và nợ công là Điều 8, Luật NSNN 2002, hơn nữa tránh trường hợp vay bù đắp cho bội chi ngân sách tức là các khoản vay nợ của chính phủ khơng sinh lợi làm cho đầu tư cơng, nợ chính phủ và thâm hụt NSNN thành một vịng luẩn quẩn. Cũng cần phải quan tâm quan hệ giữa đầu tư cơng và nợ chính phủ bảo lãnh cho các tập đồn, tổng cơng ty nhà nước thực hiện đầu tư, nhưng việc đầu tư kém hiệu quả làm cho cơ cấu nợ này tăng lên trong tổng dư nợ. Hiện nay tỷ trọng nợ chính quyền địa phương cịn khá thấp so với quy định của luật NSNN không quá 30% tổng chi đầu tư xây dựng cơ bản trong nước của chính quyền địa phương, do đó cũng cần xem xét mối quan hệ giửa đầu tư cơng và nợ chính quyền địa phương.
Khi đánh giá tình hình nợ cơng quốc gia chúng ta xét tỷ lệ nợ công /GDP để xác định mức độ an toàn là chưa đủ và chưa phản ánh đúng thực chất vấn đề. Do đó, cần phải xem xét quy mơ nợ cơng so GDP phải phân tích kỹ cùng với các tiêu chí: giới hạn nợ, cơ cấu nợ, cơ cấu lãi suất, thời gian trả nợ… Như vậy, để đánh giá mức nợ cơng an tồn và bền vững thì cần phải xem xét toàn diện trong mối quan hệ với các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô khác như thâm hụt ngân sách, năng suất lao dộng tổng hợp, hiệu quả sử dụng vốn ICOR) của nền kinh tế… Tỷ lệ nợ công so với GDP bao nhiêu không phải là vấn đề con số mang tính chất tuyệt đối, mà quan trọng là tính đến khả nang trả nợ của quốc gia như thế nào.
Mặc dù tỷ lệ nợ công/GDP của Việt Nam cịn nằm trong giới hạn an tồn nhưng cơ cấu nợ công đang hàm chứa nhiều rủi ro. Từ góc độ chính sách kết quả thảo luận
trong nghiên cứu này có thể giúp định hình các chính sách phát triển kinh tế xã hội trong đó có các chính sách liên quan về vay, quản lý nợ và giảm nợ quốc gia như sau:
Tái cơ cấu tổng thể nền kinh tế
Hội nghị Ban chấp hành Trung ương Đảng lần thứ ba – khóa XI đã khẳng định cần đẩy nhanh thực hiện tái cơ cấu nền kinh tế, tập trung 3 lĩnh vực quan trọng nhất là: Tái cơ cấu đầu tư, trong đó trọng tâm là đầu tư công; Tái cơ cấu thị trường tài chính với trọng tâm là tái cơ cấu hệ thống các ngân hàng thương mại và các tổ chức tài chính; tái cơ cấu DNNN, trọng tâm là các tập đoàn kinh tế và tổng công ty nhà nước. Theo định hướng đó, trong thời gian tới, Việt Nam cần kiên quyết thực hiện việc tái cấu trúc nền kinh tế hướng tới phát triển theo chiều sâu, mang lại giá trị gia tăng nhiều hơn thông qua việc đảm bảo sự phát triển của cơ sở hạ tầng, nguồn nhân lực và nền tài chính lành mạnh. Phát huy nội lực của nền kinh tế nội địa, gia tăng tiết kiệm nội địa để giảm dần sự lệ thuộc quá nhiều vào các