CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP LUẬN VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU
3.1 Mô hình truyền dẫn chính sách tài khóa quốc tế dưới cách tiếp cận của GVAR
3.1.1 Mô hình của từng quốc gia riêng lẻ
Mô hình GVAR là một hệ thống gồm mười ba mô hình VAR của từng quốc gia riêng biệt được ký hiệu là VARX*. Các biến nước ngoài và biến toàn cầu được coi là ngoại sinh yếu trong mỗi mô hình VARX*. Giá dầu thường được dùng để đại diện cho biến toàn cầu bởi vì tác động lớn của nó lên toàn thế giới (Tan, 2016). Để nắm bắt tầm quan trọng tương đối của các đối tác thương mại, các biến nước ngoài được xây dựng bằng cách sử dụng tỷ lệ thương mại song phương. Chúng được tính bằng cách lấy trung bình có trọng số của các biến tương đương của các quốc gia đối tác.
Điều này được viết lại như sau:
𝑥𝑖𝑡∗ = ∑ 𝜔𝑖𝑗𝑥𝑗𝑡
𝑁
𝐽=0
Trong đó, tỷ trọng 𝜔𝑖𝑗 là tỷ lệ thương mại của quốc gia j trong tổng giá trị thương mại của quốc gia i; 𝜔𝑖𝑖 = 0, ∀𝑖 = 0, 1, 2, … , 𝑁 và ∑𝑁𝑗=0𝜔𝑖𝑗 = 1, ∀𝑖, 𝑗 = 0, 1, 2, … , 𝑁.
Các biến nội địa trong mô hình VARX* của từng quốc gia sẽ có quan hệ với các biến xác định như là biến xu thế theo thời gian, các biến nước ngoài của quốc gia đó và biến toàn cầu (Pesaran và cộng sự, 2004). Giả sử có N+1 quốc gia trong nền kinh tế toàn cầu, được kí hiệu là i = 0, 1,2 …, N, trong đó 0 là quốc gia tham chiếu, có quan hệ với những nước còn lại. Mỗi quốc gia i sẽ được thiết lập mô hình VARX*
như sau, giả sử độ trễ của các biến là một:
𝑥𝑖𝑡 = 𝛿𝑖0+ 𝛿𝑖1𝑡 + Φ𝑖𝑥𝑖𝑡−1+ Λ𝑖0𝑥𝑖𝑡∗ + Λ𝑖1𝑥𝑖𝑡−1∗ + Γ𝑖0𝑑𝑡+ Γ𝑖1𝑑𝑡−1+ 𝜀𝑖𝑡 (1) Với t = 1, 2, … , T
Trong đó:
𝑥𝑖𝑡 là (𝑘𝑖× 1) véc tơ các biến nội địa đặc trưng quốc gia cho nước i,
𝑥𝑖𝑡∗ là (𝑘𝑖∗× 1) véc tơ các biến nước ngoài đặc trưng đối với nước i,
𝛿𝑖0 là (𝑘𝑖× 1) véc tơ hệ số chặn cố định,
𝛿𝑖1 là (𝑘𝑖× 1) véc tơ hệ số xác định xu thế theo thời gian,
Φ𝑖 là ma trận (𝑘𝑖× 𝑘𝑖) hệ số kết hợp với độ trễ của các biến nội địa,
Λ𝑖0 và Λ𝑖1 là ma trận (𝑘𝑖× 𝑘𝑖∗) các biến nước ngoài và biến nước ngoài có độ trễ,
𝑑𝑡 là bộ các biến toàn cầu được giả định là ngoại sinh yếu đối với nền kinh tế toàn cầu như là giá dầu.
Γ𝑖0 và Γ𝑖1 là các ma trận các hệ số cố định.
Sai số, 𝜀𝑖𝑡 là (𝑘𝑖 × 1) véc tơ các cú sốc riêng biệt, không tương quan chuỗi của từng quốc gia, với giá trị trung bình bằng 0 và ma trận hiệp phương sai
∑ = (𝜎𝑖𝑖 𝑖𝑖,𝑙𝑠) có định thức khác 0. Trong đó, 𝜎𝑖𝑖,𝑙𝑠 = 𝑐𝑜𝑣(𝜀𝑖𝑙𝑡, 𝜀𝑖𝑠𝑡) là hiệp phương sai của biến thứ l với biến thứ s trong mô hình quốc gia i. Mô hình này cũng cho phép các cú sốc riêng lẻ tương quan với nhau giữa các quốc gia. Hiệp phương sai chéo giữa các quốc gia, ∑𝑖𝑗 với 𝑖 ≠ 𝑗 đươc cho như sau:
𝐸(𝜀𝑖𝑡𝜀𝑗𝑡′′) = 𝑐𝑜𝑣(𝜀𝑖𝑡, 𝜀𝑗𝑡) = {∑𝑖𝑗 𝑘ℎ𝑖 𝑡 = 𝑡′ 0 𝑘ℎ𝑖 𝑡 ≠ 𝑡′
Trong đó, ∑𝑖𝑗 = (𝜎𝑖𝑗,𝑙𝑠) = 𝑐𝑜𝑣(𝜀𝑖𝑙𝑡, 𝜀𝑗𝑠𝑡) là hiệp phương sai của biến thứ l ở quốc gia i với biến thứ s ở quốc gia j.
Với sự xuất hiện của biến nước ngoài và biến toàn cầu, mô hình GVAR cho phép sự tương tác giữa các nền kinh tế khác nhau thông qua ba kênh riêng biệt nhưng có liên quan với nhau: sự phụ thuộc đồng thời của 𝑥𝑖𝑡 vào 𝑥𝑖𝑡∗ và 𝑥𝑖𝑡−𝑚∗ ; sự phụ thuộc của các biến quốc gia với biến ngoại sinh toàn cầu 𝑑𝑡 ; và sự phụ thuộc đồng thời của cú sốc ở quốc gia i vào quốc gia j, được đo lường thông qua hiệp phương sai chéo giữa các quốc gia ∑𝑖𝑗.
Để kiểm tra xem các tác động xuyên biên giới của chính sách tài khóa ở các quốc gia đối tác thương mại có thể mang lại sự thịnh vượng cho Việt Nam hay không, luận án đã nghiên cứu vấn đề này thông qua năm khía cạnh: sản lượng, chi tiêu của hộ gia đình, số dư tiền thực, giá cả hàng hóa trong nước và tỷ lệ mậu dịch. Những yếu tố này có thể làm nổi bật những ảnh hưởng tích cực hoặc tiêu cực đến nền kinh tế. Bằng cách này, ta có thể nhận thấy rõ bản chất của sự truyền dẫn tài khóa quốc tế ở các quốc gia khác nhau đến Việt Nam.
Đầu tiên, luận án kiểm tra tác động của chi tiêu của chính phủ nước ngoài đối với sản lượng của Việt Nam. Chúng ta có thể tìm thấy hiệu ứng “làm giàu hàng xóm”
khi sản lượng của Việt Nam nhận được những ảnh hưởng tích cực từ các cú sốc bên ngoài (Obstfeld & Rogoff, 1995). Ngược lại, nếu tác động là bất lợi, nó có thể là hiệu ứng “làm nghèo hàng xóm” được đề cập trong mô hình lý thuyết của Corsetti &
Pesenti (2001).
Thứ hai là, luận án sẽ xem xét cách chi tiêu của chính phủ nước ngoài ảnh hưởng đến tiêu dùng hộ gia đình Việt Nam. Tiêu dùng hộ gia đình là một trong những thành phần chính của GDP, giúp chúng ta giải thích sự thay đổi trong sản lượng. Hơn nữa, nó cũng bị ảnh hưởng bởi sự gia tăng tổng cầu từ việc mở rộng chi tiêu của chính phủ tại các quốc gia đối tác thương mại (Frenkel & Razin, 1987, Svensson, 1987).
Thứ ba là, luận án cũng sẽ làm rõ cơ chế truyền dẫn của chính sách tài khóa quốc tế thông qua tỷ lệ mậu dịch, giá cả hàng hóa trong nước và số dư tiền thực. Về mặt lý thuyết, cú sốc chi tiêu của chính phủ ở nước ngoài làm cải thiện thu nhập nước ngoài, nên có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ mậu dịch của Việt Nam và góp phần thay đổi sản lượng. Do đó, xem xét tác động của sự gia tăng chi tiêu chính phủ ở các quốc gia đối tác thương mại đến tỷ lệ mậu dịch của Việt Nam là cần thiết. Sau đó, luận án sẽ tiến hành kiểm tra phản ứng của số dư tiền thực trước các cú sốc chính sách tài khóa nước ngoài. Điều này cho ta thấy được sự thay đổi của sức mua của đồng nội tệ và nó có thể giúp ta giải thích những thay đổi trong tiêu dùng hộ gia đình và từ đó tác động lên sản lượng. Bởi Svensson (1987) đã chỉ ra rằng việc chi tiêu của hộ gia đình có thể phụ thuộc vào số dư tiền thực mà họ đang nắm giữ. Ngoài ra, nhu cầu của người nước ngoài đối với hàng hóa trong nước cũng có thể ảnh hưởng đến giá cả hàng hóa trong nước. Vì vậy, giá cả hàng hóa trong nước cũng là một yếu tố giúp ta giải thích hành vi tiêu dùng của người dân Việt Nam. Liên quan đến vấn đề này, tác động của chính sách tài khóa quốc tế và chính sách tiền tệ trong nước đối với giá cả hàng hóa trong nước cũng được nghiên cứu.
Cũng theo Corsetti và Pesenti (2001), giá cả nội địa bị tác động bởi chính sách tài khóa thế giới và chính sách tiền tệ trong nước. Vì khi chính sách tài khóa biến động làm thay đổi lượng cầu hàng hóa giữa các quốc gia từ đó tác động lên giá cả.
Tuy nhiên hành vi tiêu dùng này còn phụ thuộc vào lượng cung tiền và lãi suất của đồng tiền, nó thể hiện chi phí cơ hội của việc tiêu dùng ngay hôm nay so với tiết kiệm.
Vì vậy, tác động của chính sách tài khóa thế giới lên giá cả nội địa Việt Nam cũng được làm rõ trong mô hình này thông qua sự phụ thuộc qua lại lẫn nhau giữa sức mua
đồng nội tệ liên quan đến chính sách tài khóa của những quốc gia là đối tác thương mại với Việt Nam
Để làm rõ các tác động trên, mô hình hồi quy của luận án sẽ là:
𝑥𝑖𝑡 = 𝛿𝑖0 + Φ𝑖∑2𝑘=1𝑥𝑖𝑡−𝑘+ Λ𝑖0𝑥𝑖𝑡∗ + Λ𝑖1𝑥𝑖𝑡−1∗ + Γ𝑖0𝑝𝑜𝑖𝑙𝑔𝑡 + Γ𝑖1𝑝𝑜𝑖𝑙𝑔𝑡−1 + 𝜀𝑖𝑡 Với 𝑥𝑖𝑡 = [𝑟𝑔𝑜𝑔𝑖𝑡, 𝑟𝑒𝑔𝑖𝑡, 𝑝𝑟𝑔𝑖𝑡, 𝑟𝑚𝑔𝑖𝑡, 𝑟ℎ𝑜𝑔𝑖𝑡, 𝑟𝑜𝑢𝑔𝑖𝑡 ], t = 1, 2, … , T
𝑥𝑖𝑡∗ = [𝑟𝑔𝑜𝑔𝑖𝑡∗, 𝑝𝑟𝑔𝑖𝑡∗, 𝑟𝑚𝑔𝑖𝑡∗, 𝑟ℎ𝑜𝑔𝑖𝑡∗, 𝑟𝑜𝑢𝑔𝑖𝑡∗ ], và i = 0, 2, … , 12.
Trong đó:
𝑟𝑜𝑢𝑔𝑖𝑡 là tốc độ tăng sản lượng thực của nước i trong thời gian t.
𝑟𝑜𝑢𝑔𝑖𝑡∗ là tốc độ tăng sản lượng thực của các quốc gia là đối tác thương mại với nước i trong thời gian t.
𝑟𝑔𝑜𝑔𝑖𝑡 là mức tăng chi tiêu thực của chính phủ nước i trong thời gian t.
𝑟𝑔𝑜𝑔𝑖𝑡∗ là mức tăng chi tiêu thực của chính phủ các quốc gia là đối tác thương mại với nước i trong thời gian t.
poilg là tốc độ tăng giá dầu thế giới đóng vai trò là biến toàn cầu.
𝑟ℎ𝑜𝑔𝑖𝑡 là mức tăng chi tiêu thực của hộ gia đình nước i trong thời gian t
𝑟ℎ𝑜𝑔𝑖𝑡∗ là mức tăng chi tiêu thực của hộ gia đình các quốc gia là đối tác thương mại với nước i trong thời gian t.
𝑝𝑟𝑔𝑖𝑡 là tốc độ tăng giá cả nội địa của nước i trong thời gian t.
𝑝𝑟𝑔𝑖𝑡∗ là tốc độ tăng giá cả của các quốc gia là đối tác thương mại với nước i trong thời gian t.
𝑟𝑚𝑔𝑖𝑡 là tốc độ tăng số dư tiền thực nội địa của nước i trong thời gian t.
𝑟𝑚𝑔𝑖𝑡∗ là tốc độ tăng số dư tiền thực của các quốc gia là đối tác thương mại với nước i trong thời gian t.
𝑟𝑒𝑔𝑖𝑡 là mức tăng trong tỷ giá thực đa phương của nước i trong thời gian t.
Tỷ giá thực đa phương được sử dụng để đại diện cho tỷ lệ mậu dịch giữa các quốc gia. Điều này là do tỷ giá thực đa phương thì tương đồng với tỷ lệ mậu dịch. Ta nhận thấy tỷ lệ mậu dịch được định nghĩa là tỷ lệ giữa giá hàng hóa nước ngoài so
với giá hàng hóa trong nước khi quy đổi về một đồng tiền chung. Một sự gia tăng tỷ lệ mậu dịch trong nước (𝜉𝑃𝐹∗⁄𝑃𝐻 = ℑ) hàm ý rằng thị trường trong nước đang mua ít hơn hàng hóa nước ngoài. Như vậy hàng hóa trong nước có sức cạnh tranh cao hơn so với hàng hóa nước ngoài và tỷ lệ mậu dịch bị tác động rất lớn bởi tỷ giá hối đoái.
Hiện nay, bộ dữ liệu về chỉ số giá hàng hóa mậu dịch của IMF còn hạn chế ở một số quốc gia, vì vậy luận án đã sử dụng tỷ giá thực đa phương (REERt) nhằm xem xét mức giá tương đối so với các đối tác thương mại. Trong bối cảnh mô hình GVAR toàn cầu cho nhiều quốc gia thì việc sử dụng tỷ giá thực đa phương đại diện cho tỷ lệ mậu dịch là phù hợp. Tỷ giá thực đa phương thường được tính toán như sau:
𝑅𝐸𝐸𝑅𝑡 =𝑁𝐸𝐸𝑅𝑡. 𝐶𝑃𝐼𝑡 𝐶𝑃𝐼𝑡(𝑓𝑜𝑟𝑒𝑖𝑔𝑛)
CPIt là chỉ số giá hàng hóa trong nước đang được xét đến.
NEERt là tỷ giá đa phương danh nghĩa. Nó được tính bằng cách lấy trung bình hình học của các tỷ giá danh nghĩa song phương giữa nước chủ nhà và các đối tác thương mại của nó (được đo lường bằng giá của đồng ngoại tệ trên một đơn vị đồng nội tệ). 𝑁𝐸𝐸𝑅𝑡 = ∏𝑁𝑖=1𝑆(𝑖)𝑡𝑤(𝑖)
Chỉ số giá hàng hóa nước ngoài cũng được tính bằng trung bình hình học của chỉ số giá của các đối tác thương mại. 𝐶𝑃𝐼𝑡(𝑓𝑜𝑟𝑒𝑖𝑔𝑛) = ∏𝑁𝑖=1𝐶𝑃𝐼(𝑖)𝑡𝑤(𝑖), trong đó tổng tỷ trọng bằng 1( ∑𝑁𝑖=1𝑤(𝑖) = 1).
Với cách tính trên, mối quan hệ giữa giá hàng hóa trong nước và hàng hóa nước ngoài cũng được thể hiện trong cách tính tỷ giá thực đa phương. Một sự sụt giảm trong tỷ giá thực đa phương cho thấy giá hàng hóa trong nước rẻ hơn so với giá hàng hóa nước ngoài. Lúc này, ta thấy có sự gia tăng sức cạnh tranh hàng hóa trong nước so với hàng hóa nước ngoài. Cũng chính vì mối quan hệ giữa giá hàng hóa trong nước và hàng hóa nước ngoài đã được thể hiện trong tỷ giá thực đa phương, nên chúng không cần thiết đóng vai trò là biến nước ngoài như các biến thông thường khác trong mô hình GVAR.