CHƯƠNG 2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ KHUNG PHÂN TÍCH
3.2. Đánh giá tính bềnvững nợcông 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.