1 3 Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế
2.3.6- Đánh giá tính công bằng liên thế hệ trong quản lý và sử dụng nợ vay nước
nước ngoài tương lai.
Theo lý thuyết tân cổ điển cho rằng vay nợ gây chèn lấn đầu tư khu vực tư. Khi Chính phủ thực hiện dự án, cho dù được tài trợ bằng thuế hay vay nợ, thì những
nguồn lực đều lấy từ khu vực tư. Như vậy, nợ có ảnh hưởng đến vốn đầu tư của khu vực tư và tạo ra gánh nặng cho thế hệ tương lai. Để khắc phục chèn lấn, yêu cầu các dự án đầu tư của Chính phủ phải có hiệu quả để thu hút lại sự đầu tư của khu vực tư.
Việt Nam vay nợ để đầu tư và phát triển kinh tế - xã hội, song hiệu quả đầu tư thấp khiến nguồn thu hồi để trả nợ trong tương lai từ các dự án này thấp và bị hạn chế. Các khoản vay và chi tiêu hiện tại của Chính phủ không tạo nên nguồn thu hiệu quả trong tương lai; chúng làm tăng sức ép lên bội chi mới. Hậu quả là, thế hệ tương lai sẽ phải chịu gánh nặng nợ cao hơn thế hệ hiện tại. Tóm lại, tính công bằng liên thế hệ về gánh nặng nợ ở Việt Nam được đánh giá là thấp. Các dự án đầu tư từ nguồn vốn khu vực công, trong đó có nợ, mặc dù có sự đóng góp đáng kể đến tăng trưởng kinh tế trong thời gian qua. Song, nếu tính đến bài toán công bằng giữa các thế hệ thì quản lý nợ công của Việt Nam còn kém hiệu quả, cần phải được cải thiện trong thời gian tới.
3.7- Những bất cập về quản lý nợ nước ngoài hiện nay.
Hiện nay, trong công tác quản lý nợ Chính phủ, nợ nước ngoài quốc gia còn nhiều bất cập, chưa thực hiện đầy đủ việc công khai nợ và đặc biệt năng lực quản lý nợ cũng cần được cải thiện. Những bất cập có thể kể đến bao gồm nhưng vấn đề cơ bản như sau:
- Việc quản lý và sử dụng nguồn vốn vay chưa thật sự mang lại hiệu quả: Nguồn vốn vay nợ nước ngoài trong thời gian qua chưa thực sự gắn với hiệu quả sử dụng và trách nhiệm trả nợ, nhiều dự án không trả được khó khăn trong việc hoàn trả vốn vay, chủ trương đầu tư và phân phối cho các đối tượng sử dụng vốn đôi khi không rõ ràng, không gắn trách nhiệm của cơ quan ra quyết định, cơ quan sử dụng vốn và cơ quan trả nợ trong khi chế tài xử lý không nghiêm. Vì vậy, nên có một số nơi tiếp nhận nguồn vốn này như là một khoản tiền được tặng hoặc nếu không thì Chính phủ là người có trách nhiệm trả nợ lấy từ nguồn thu ngân sách. Từ đó, đã xảy ra tình
trạng thất thoát, tham nhũng, lãng phí, biến tiền ODA thành tiền của mình và tiêu xài ăn chơi một cách phung phí;
- Việc tổ chức đánh giá mức an toàn nợ chưa toàn diện, đúng ra phải đánh giá cả phần nợ của tổ chức, doanh nghiệp vay nợ nước ngoài với hình thức tự vay tự trả, vì theo nguyên tắc bình thông nhau, các doanh nghiệp cùng hoạt động kinh doanh trong nước nếu bị thua lỗ, mất khả năng thanh khoản sẽ tác động dây chuyền đến các doanh nghiệp khác và nếu nhiều doanh nghiệp phá sản sẽ tác động xấu cả nền kinh tế theo hiệu ứng Domino.
CHƯƠNG III
PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM ẢNH HƯỞNG CỦA NỢ NƯỚC NGOÀI ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 1986-2010
3.1. Ước lượng ngưỡng nợ nước ngoài của Việt Nam theo mô phỏng đường cong Laffer nợ.
Mặc dù các lí thuyết “debt overhang” không 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 không 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 1986-2010. Đường cong được tìm thấy như Hình 3.1. Đỉnh của đường cong được xác định với giá trị bằng 90.6% đây chính là ngưỡng nợ nước ngoài trên GDP mà nghiên cứu cần tìm.
Tuy nhiên, để ngưỡng nợ nêu trên phản ánh đúng mức độ an tòan 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 mô, nhất là tỷ giá hối đoái, lạm phát, tốc độ và chất lượng tăng trưởng kinh tế, hiệu quả sử dụng vốn và khả năng chóng đỡ rủi ro của nền kinh tế.
Nguồn : World Bank và kết quả tính toán từ phần mềm thống kê SPSS.
3.2. Phân tích thực nghiệm ảnh hưởng nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam, giai đoạn 1986-2010. Việt Nam, giai đoạn 1986-2010.
3.2.1 Mô hình nghiên cứu.
Nhằm đo lường tác động của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế Việt Nam, tác giả thực hiện mô 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 ngoài, mô hình dạng bán logarit (Lin-log), mô hình được tác giả sử dụng tương tự như mô 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. Mô hình này theo tác giả là phù hợp với hoàn 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
90.6
Đường mô phỏng đường cong Laffer nợ.
Đường mô phỏng tỷ lệ tăng trưởng theo tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP.
biến trong mô hình trong khi các mô hình khác rất khó tìm được đủ số liệu thống kê. Mặc khác hệ số tuyến tính giữa biến tăng trưởng kinh tế và tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP chỉ ở mức 17,7% cho nên mô hình đa biến là lựa chọn phù hợp hơn. Mô hình cụ thể như sau :
Yt = α0 + α1 lnEDTt + α2 lnFDIt + α3 lnINVt + α4 lnTDSt + α5 EXPt + εt (1)
Trong đó:
- Biến Y (%) là biến phụ thuộc đại diện cho mức tăng trưởng kinh tế và các biến độc lập hay biến giải thích sau:
- Biến EDT là tỷ số giữa tổng số nợ nước ngoài trên GDP, (%); - Biến FDI là tỷ lệ đầu tư trực tiếp nước ngoài trên GDP (%); - Biến INV là tỷ lệ đầu tư trong nước trên GDP (%);
- Biến TDS là tỷ lệ tổng dịch vụ nợ trên xuất khẩu (%);
- 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 tính theo giá hiện tại qui về Việt Nam Đồng chia cho chỉ số giá điều chỉnh hàng nhập khẩu. Tất cả các biến này đều được biểu diễn dưới dạng hàm số logarith cơ số tự nhiên, ngoại trừ biến phụ thuộc Y và biến độc lập EXP.
Để phù hợp với mô 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 ngoài tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu mong đợi α1 > 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 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 ; 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 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.
Mô hình trên được sử dụng nhằm mục đích tìm hiểu liệu có hay không 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.
3.2.2- Dữ liệu nghiên cứu và phương pháp thực nghiệm.
Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu hàng năm 1986 đến năm 2009. Dữ liệu được thu thập chủ yếu từ nguồn thống kê của Ngân hàng Thế giới (WB), Bộ Tài chính (MOF) và Tổng Cục thống kê Việt Nam (GSO).
Để đo lường các nhân tố tác động đến tăng trưởng kinh tế trong mô hình thực nghiệm, tác giả thực hiện theo các bước sau :
Bước một, thực hiện việc kiểm định tính dừng và không dừng (unit roots or non-stationary) của các chuỗi thời gian sử dụng trong mô hình thực nghiệm (kiểm định nghiệm đơn vị ). Giữa các chuỗi số không 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). Kết hợp tuyến tính giữa các cặp chuỗi thời gian là hiệu số giữa chúng. Nếu có quan hệ đồng liên kết, hiệu số đó là một chuỗi ngẫu nhiên có tính chất của nhiễu trắng.
Bước hai, sử dụng phương pháp phân tích đồng tích hợp (Cointegration) của Engle – Granger (1987) để đo lường các mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến (quan hệ đồng liên kết).
Cuối cùng, tác giả sẽ thực hiện khảo sát mối quan hệ động trong ngắn hạn giữa tăng trưởng kinh tế và các nhân tố ảnh hưởng. Mô hình điều chỉnh sai số ECM (Error Correction Model) được sử dụng nếu tồn tại các mối quan hệ trong dài hạn kể trên.
3.2.3. Kết quả thực nghiệm.
3.2.3.1 Các phân tích và kiểm định ban đầu a-Phân tích ma trận hệ số tương quan : a-Phân tích ma trận hệ số tương quan :
Từ kết quả phân tích ma trận hệ số tương quan cho thấy các cặp hệ số tương quan giữa các biến giải thích trong mô hình có giá trị < 0.9, nên sự kết hợp giải thích giữa
các biến trong mô hình là phù hợp và đáng tin cậy.
Bảng 3.1: Ma trận hệ số tương quan.
LnEDT LnFDI LnINV LnTDS EXP
LnEDT 1
LnFDI 0.693947 1
LnINV 0.084898 0.629561 1
LnTDS 0.836063 0.711098 0.235481 1
EXP 0.363403 0.469147 0.310004 0.422376 1
Nguồn: Kết quả tính toán từ Eview 5.1
b- Kiểm định nghiệm đơn vị.
Có nhiều cách để nhận dạng một chuỗi thời gian là dừng hay không dừng như : Phân tích đồ thị, sai phân, hàm tự tương quan, kiểm định Ljung-Box. Tuy nhiên, kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) là cách kiểm định được sử dụng phổ biến hiện nay.
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 hai phương pháp phổ biến là phương pháp ADF (Augmented Dickey-Fuller) và KPSS (Kwiatkowski-Phillips-Schmidt- Shin).
Kết quả kiểm định ởcả hai phương pháp đều cho thấy các biến Y, LnEDT, LnFDI, LnINV, Ln TDS và EXP,là chuỗi thời gian không dừng (không xu hướng) I(0) và chuỗi dừng I (1).
Bảng 3.2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
ADF Mức 1% Mức 5% Mức 10%
Y -2.076 -3.788 -3.012 -2.646 Không dừng LnEDT -2.928 -3.738 -2.992 -2.636
Không dừng mức 10%, mức 5%
LnFDI -6.770 -3.738 -2.992 -2.636 Dừng LnINV -1.047 -3.738 -2.992 -2.636 Không dừng LnTDS -3.087 -3.738 -2.992 -2.636 Không dừng mức 1% EXP -3.083 -3.738 -2.992 -2.636 Không dừng mức 1% KPSS Y 0.218 0.739 0.463 0.347 Dừng LnEDT 0.138 0.739 0.463 0.347 Dừng LnFDI 0.420 0.739 0.463 0.347 Không dừng mức 10% LnINV 0.676 0.739 0.463 0.347 Không dừng mức 5%, mức 10% LnTDS 0.203 0.739 0.463 0.347 Dừng EXP 0.170 0.739 0.463 0.347 Dừng ADF D(Y) -4.271 -3.753 -2.998 -2.639 Dừng DLnEDT -3.505 -3.753 -2.998 -2.639 Dừng mức 5% DLnFDI -6.980 -3.753 -2.998 -2.639 Dừng DLnINV -4.922 -3.753 -2.998 -2.639 Dừng DLnTDS -4.118 -3.753 -2.998 -2.639 Dừng DEXP -7.603 -3.753 -2.998 -2.639 Dừng KPSS D(Y) 0.229 0.739 0.463 0.347 Dừng DLnEDT 0.339 0.739 0.463 0.347 Dừng DLnFDI 0.580 0.739 0.463 0.347 Dừng mức 1% DLnINV 0.096 0.739 0.463 0.347 Dừng DLnTDS 0.302 0.739 0.463 0.347 Dừng DEXP 0.053 0.739 0.463 0.347 Dừng
3.2.3.2 Phân tích cân bằng dài hạn – Phân tích đồng liên kế:
Hồi quy đồng liên kết theo phương pháp phân tích phần dư (εt) hai bước của Engle- Granger. Tại bước 1, nghiên cứu thiết lập mối tương quan cân bằng trong dài hạn trong số các biến; bước 2 nghiên cứu kiểm định tính liên kết của phần dư (εt) bằng
cách dùng thống kê ADF. Nếu kết quả kiểm định cho thấy phần dư là chuổi dừng thì khẳng định tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình đã thực hiện ở bước 1.
Bước 1: Hồi quy phương trình (1)
Với sự hỗ trợ của phần mền Eview 5.1 (phụ lục 3), kết quả hồi quy phương trình (1) như sau :
Yt = 0,073177 + 0,01264 lnEDTt + 0,001061 lnFDIt + 0,024589 lnINVt
- 0.008371 lnTDSt + 0,043041EXPt + εt (2)
R2 = 0.591688 ; Adjusted R2 = 0.484238 ; DW = 1.254809 Để kiểm chứng các hệ số hồi qui tuyến tính của mô hình (1) có đồng thời bằng không , chúng ta thực hiện kiểm định Wald, với giả thuyết hệ số các biến trong mô hình đồng thời bằng không. Kết quả như sau :
Bảng 3.3 : Kiểm định wald mô hình 1
Test Statistic Value df Probability F-statistic 5.506614 (5, 19) 0.0027
Chi-square 27.53307 5 0.0001
Với mức ý nghĩa = 5%, kiểm định ràng buộc tuyến tính (kiểm định Wald) bác bỏ giả thuyết các biến trong mô mình đồng thời bằng không. Điều này cho thấy kết quả hồi quy mô hình là có ý nghĩa.
Bước 2 : Kiểm định phần dư.
εt = Yt - 0.073177- 0,012641 lnEDTt – 0.001061 lnFDIt – 0.024589 lnINVt + 0.008371 lnTDSt – 0.043041 EXPt (2)
Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị phần dư. Kết quả kiểm định như sau:
Bảng 3.4 : Kiểm định phần dư của mô hình (2)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test
Test critical values: 1% level -3,752,946 5% level -2,998,064 10% level -2,638,752 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Nguồn: Kết quả từ Eview 5.1
Ta thấy trị tuyệt đối giá trị thống kê ADF lớn hơn trị tuyệt đối giá trị tới hạn nên kết luận phần dư là chuỗi dừng. Khi phần dư là một chuỗi dừng khẳng định các biến trong mô hình (1) là đồng liên kết, nghĩa là các biến trong mô hình này có tồn tại quan hệ cân bằng về dài hạn.
+ Giải thích ý nghĩa mô hình:
R2 = 0.591688 cho biết mô hình giải thích được 59,2 % sự phụ thuộc của tăng trưởng kinh tế Việt Nam vào nợ nước ngoài, đầu tư trong nước, đầu tư trực tiếp nước ngoài, độ mở nền kinh tế và dịch vụ nợ trên xuất khẩu.
DW = 1.254809 cho thấy mô hình không có dấu hiệu xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi (tự tương quan).
Căn cứ kết quả hồi qui, dấu của các hệ số hồi qui phù hợp với kỳ vọng của nghiên cứu. Trước hết, hệ số của Ln EDT = 0.012641, hệ số mang dấu dương cho thấy nợ