Chính sách tài khóa và tác động lên lãi suất: Nghiên cứu thực nghiệm tại các nước Đông Nam Á

Nội dung text: Chính sách tài khóa và tác động lên lãi suất: Nghiên cứu thực nghiệm tại các nước Đông Nam Á

1. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP CHÍNH SÁCH TÀI KHĨA VÀ TÁC ĐỘNG LÊN LÃI SUẤT: NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI CÁC NƯỚC ĐƠNG NAM Á Nguyễn Phúc Cảnh* Tĩm tắt Chính sách tài khĩa luơn được xem là một trong hai chính sách vĩ mơ quan trọng của các quốc gia. Khi thực thi chính sách tài khĩa, chính phủ các quốc gia đối mặt với vấn đề khĩ khăn khi chính sách tài khĩa cĩ hiệu ứng lấn át đến đầu tư tư nhân. Bài viết sử dụng dữ liệu từ Worldbank và IMF từ năm 1998 đến năm 2012 để nghiên cứu hiệu ứng lấn át đầu tư tư nhân của chính sách tài khĩa thơng qua lãi suất cho vay thị trường tại 8 nước Đơng Nam Á. Qua kỹ thuật hồi quy cho dữ liệu bảng, nghiên cứu phát hiện thấy bằng chứng thống kê về tác động dương của chính sách tài khĩa lên lãi suất thị trường. Như vậy chính sách tài khĩa tại Đơng Nam Á cĩ thể tồn tại hiệu ứng lấn át đến đầu tư tư nhân của các quốc gia. Từ khĩa: Chính sách tài khĩa, hiệu ứng lấn át, đầu tư tư nhân, lãi suất, Asean. Mã số: 201.23115. Ngày nhận bài: 23/11/2015. Ngày hồn thành biên tập: 13/01/2015. Ngày duyệt đăng: 15/01/2016. Summary Fiscal policy is seen as one of important macroeconomics policy in almost countries. In fiscal policy conducting, governments face to challenges due to private investments crowding-out effects. This paper recruits data from Worldbank and IMF from 1998 to 2012 to investigate the crowding- out effects of fiscal policy at 8 Asean countries. Through panel data estimations, we find that fiscal policy increases lending interest rate. Thus, the fiscal policy at Asean may have crowding-out effects on private investment. Key words: Fiscal policy, crowding-out effects, private investment, interest, ASEAN. Paper No. 201.23115. Date of receipt: 23/11/2015. Date of revision:13/01/2015. Date of approval:15/01/2016. 1. Giới thiệu là hiệu ứng lấn át (Hemming, Kell, & Mahfouz, Một trong hai chính sách vĩ mơ quan trọng 2002). Khu vực Đơng Nam Á với bước chuyển của bất cứ nền kinh tế nào là chính sách tiền tệ ngày càng mạnh trong quá trình phát triển kinh và chính sách tài khĩa. Trong đĩ, chính sách tế và hội nhập, đặc biệt là hội nhập AEC trong tài khĩa được thực thi bởi chính phủ thơng qua thời gian tới thì vai trị của các chính sách kinh chính sách thuế, chi tiêu và đầu tư cơng với mục tế vĩ mơ cũng ngày càng quan trọng trong hoạt tiêu ổn định và thúc đẩy kinh tế. Tuy nhiên, động kinh tế của các nước Đơng Nam Á. Do khơng phải lúc nào chính sách tài khĩa cũng đĩ, xem xét hiệu quả của chính sách tài khĩa hiệu quả trong thực hiện mục tiêu của mình do tại các quốc gia Đơng Nam Á trong những năm nhiều yếu tố khác nhau, một trong những vấn qua rất cần thiết để hoạch định chính sách vĩ đề khiến cho chính sách tài khĩa mất hiệu quả mơ cho phù hợp. * ThS, Trường Đại học Kinh tế TP.Hồ Chí Minh; Email: canhnguyen@ueh.edu.vn Số 79 (01/2016) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 23
2. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Hiệu ứng lấn át (crowding-out effects) của chi tiêu đã làm giảm đầu tư tư nhân nhiều đến chính sách tài khĩa cĩ lịch sử nghiên cứu lâu mức cĩ tác động tiêu cực lên thu nhập bình đời từ lý thuyết của Keynes trong mơ hình quân đầu người của tồn bộ nền kinh tế thơng IS - LM, hiệu ứng lấn át được phát biểu tổng qua hiệu ứng lấn át (Grier & Tullock, 1989; quát rằng các hoạt động của khu vực cơng Kormendi & Meguire, 1985). Các nghiên cứu lấn át và làm suy yếu các hoạt động của khu khác cũng khẳng định rằng tác động của chính vực tư (Buiter, 1977). Ví dụ như trong trường sách tài khĩa lên tăng trưởng kinh tế thơng qua hợp nền kinh tế đĩng, khi chính phủ tăng chi hiệu ứng lấn át phụ thuộc vào thành phần trong tiêu, tổng cầu gia tăng sẽ dịch chuyển đường tổng chi tiêu của chính phủ và nguồn tài trợ IS sang phải trong mơ hình IS-LM, sự dịch của chính sách tài khĩa (Devarajan, Swaroop, chuyển của IS trong khi LM cố định dẫn đến & Zou, 1996; Easterly & Rebelo, 1993). sự gia tăng trong lãi suất, lãi suất tăng làm khu Trong khi đĩ, hướng nghiên cứu thứ hai vực tư giảm tiêu dùng và đầu tư. Như vậy, hiệu về tác động của chính sách tài khĩa phát hiện ứng lấn át gián tiếp của chính sách tài khĩa thể thấy rằng chính sách tài khĩa cĩ tác động thúc hiện qua tác động của chính sách tài khĩa lên đẩy đầu tư tư nhân và giúp tăng trưởng kinh lãi suất thị trường và làm thay đổi hoạt động tế. Cụ thể như Easterly and Rebelo (1993) của khu vực tư. phát hiện rằng chi tiêu của chính phủ vào giao Tuy nhiên, sự phát triển của lý thuyết kinh thơng và cơ sở hạ tầng giúp tăng trưởng kinh tế đã phát hiện ngồi hiệu ứng lấn át thì chính tế. Hay trước đĩ, Aschauer (1989) nghiên cứu sách tài khĩa cịn cĩ hiệu ứng thúc đẩy khu tại Mỹ phát hiện chi tiêu đầu tư của chính phủ vực tư. Trong đĩ, hiệu ứng lấn át là lý thuyết Mỹ vào cơ sở hạ tầng giúp thúc đẩy đầu tư truyền thống về tác động của chi tiêu cơng lên tư nhân theo hiệu ứng thúc đẩy, cịn Bairam khu vực tư thơng qua lấn át đầu tư tư. Cụ thể, and Ward (1993) phát hiện hiệu ứng thúc đẩy chính phủ tăng chi tiêu cơng bằng nguồn thu tại 19 quốc gia thuộc OECD. Các nghiên cứu từ thuế hoặc nợ cơng làm tăng tổng cầu và cĩ điểm chung là nghiên cứu đầu tư hoặc chi đồng thời tăng lãi suất (như đã phân tích ở tiêu của chính phủ vào cơ sở hạ tầng và ở các trên) từ đĩ làm giảm đầu tư tư nhân. Trong khi quốc gia đang phát triển sẽ cĩ tác động tích nhánh nghiên cứu ngược lại cho rằng chi tiêu cực lên khu vực tư và giúp kích thích chi tiêu cơng giúp thúc đẩy đầu tư tư nhân thơng qua và đầu tư của khu vực này. Điều này dễ hiểu hiệu ứng thúc đẩy (Crowding-in effects), và bởi lẽ khi cơ sở hạ tầng được phát triển sẽ tạo hiệu ứng này xuất hiện khi nền kinh tế đang ở ra nhiều cơ hội đầu tư cho khu vực tư và từ đĩ giai đoạn thất nghiệp cao và chủ yếu xảy ra ở giúp kích thích khu vực này gia tăng chi tiêu. các nước đang phát triển vì chi tiêu cơng giúp Khu vực Đơng Nam Á, với hơn 10 quốc phát triển cơ sở hạ tầng cho khu vực tư nhân gia chủ yếu là nhỏ, mở cửa và đang phát triển, phát triển (Ahmed & Miller, 2000). trong đĩ chủ yếu cung cấp và chủ chuyển vốn Như nghiên cứu của Barro (1989) phát hiện cho nền kinh tế thơng qua hệ thống ngân hàng thấy rằng khi chính phủ tài trợ chi tiêu bằng thương mại do đĩ lãi suất cĩ vai trị quan trọng thuế sẽ làm giảm thu nhập khả dụng của khu trong hoạt động của nền kinh tế. Bên cạnh đĩ, vực tư, từ đĩ làm giảm đầu tư và chi tiêu của tăng trưởng kinh tế cao trong hơn một thập khu vực tư. Thậm chí, khi chính phủ gia tăng kỷ qua, cộng với thực tiễn dân số trẻ và lao 24 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Số 79 (01/2016)
3. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP động nhiều, đồng thời cơ sở hạ tầng cịn chưa phủ (khi các yếu tố khác khơng đổi) sẽ làm gia phát triển cĩ thể tạo điều kiện cho cả hai loại tăng lãi suất hiệu ứng trên tồn tại tại khu vực này. Trong ∂r/∂G = (∂r/∂K)* (∂K/∂G) nghiên cứu này, chúng tơi sử dụng dữ liệu giai = a*(1-a)*(Y/K2) > 0 (5) đoạn 1998 - 2012 tại 8 nước Đơng Nam Á bao Theo phương trình (5), sự gia tăng của lãi gồm Cambodia, Indonesia, Lào, Malaysia, suất phụ thuộc vào độ co giãn của cả vốn và Phillipine, Singapore, Thái Lan và Việt Nam lao động, đồng thời mức sản lượng và mức độ từ Worldbank và IMF để kiểm chứng tác động tích tụ vốn của nền kinh tế. Mặc khác, lãi suất của Chính sách tài khĩa đến lãi suất cho vay cịn bị tác động bởi lạm phát trong nền kinh để kiểm chứng liệu hiệu ứng lấn át hay hiệu tế. Theo lý thuyết truyền thống, lãi suất thị ứng thúc đẩy tồn tại trong khu vực, đồng thời trường bao gồm lãi suất thực và các phần bù xem xét tác động này cĩ thay đổi trong giai khác trong đĩ cĩ phần bù lạm phát (Mishkin, đoạn khủng hoảng tài chính 2008 hay khơng 1981). Bên cạnh đĩ, lạm phát gia tăng sẽ dẫn thơng qua tác động của chính sách tài khĩa lên đến việc người đi vay muốn vay nợ nhiều hơn lãi suất cho vay trên thị trường. do lãi suất thực thấp đi, cho nên người cho vay sẽ địi hỏi mức lãi suất cao hơn để bù lại phần 2. Phương pháp nghiên cứu gia tăng trong lạm phát. a. Mơ hình nghiên cứu Xem xét trên tồn bộ nền kinh tế, tăng Trong nghiên cứu này, chúng tơi dựa vào trưởng kinh tế giúp kích thích đầu tư bao phân tích của Engen and Hubbard (2005), gồm cả đầu tư trong nước và dịng vốn đầu tư trong đĩ mơ hình tác động của chính sách tài nước ngồi (Almfraji, Almsafir, & Yao, 2014; khĩa lên lãi suất dựa trên mơ hình hàm sản Donovan & Batabyal, 2015; Ouyang & Fu, xuất trong đĩ lãi suất (r) phụ thuộc vào năng 2012; Tekin, 2012; Zhang et al., 2013). Đầu suất biên của vốn (MPK = ∆Y/∆K) trong hàm tư càng cao cầu vốn càng lớn (Muro, 2013; sản xuất Cobb - Douglas: Pavelescu, 2014; Vỵlcu, 2011; Yuan, Liu, & a (1-a) Y = AK L (1) Wu, 2009), cho nên tăng trưởng kinh tế cao Trong đĩ: Y là sản lượng, A là hệ số tổng sẽ dẫn đến nhu cầu đầu tư cao hơn vì thế thị hiệu quả các yếu tố, a là hệ số co giãn của vốn, trường sẽ địi hỏi lãi suất cao hơn. Tuy nhiên, (1 - a) là hệ số co giãn của lao động. Khi đĩ tỷ khi nền kinh tế càng phát triển cũng dẫn đến sự suất sinh lợi của vốn (MPK*K) tính trên GDP phát triển trong thị trường vốn cả về tính hiệu sẽ là a, tức là quả của thị trường (Arestis & Demetriades, a = %∆Y/%∆K = (∆Y/Y)/(∆K/K) 1997; De Gregorio & Guidotti, 1995; Levine, = (MPK*K)/Y (2) 1997), khi thị trường tài chính càng phát triển, Nếu lãi suất r bằng MPK khi đĩ tính cạnh tranh sẽ cao hơn, đồng thời các rào r = a*Y/K = a * A * (L/K)1-a (3) cản trên thị trường giảm xuống do đĩ lãi suất Nếu chính sách tài khĩa (ký hiệu là G) sẽ cĩ tính cạnh tranh hơn và cĩ thể giữ ở mức thơng qua chi tiêu cơng cĩ hiệu ứng lấn át hồn ổn định. Như vậy, tác động của tăng trưởng tồn thì kinh tế lên lãi suất cĩ thể là dương hoặc âm ∂K/∂G = -1 (4) tùy theo mức độ tác động của tăng trưởng Khi đĩ, một sự gia tăng trong chi tiêu chính kinh tế lên cầu vốn và tính hiệu quả của thị Số 79 (01/2016) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 25
4. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Biểu đồ 1. Các yếu tố vĩ mơ Đơng Nam Á giai đoạn 1998 - 2012 (%) Nguồn: Worldbank và IMF. 26 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Số 79 (01/2016)
5. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP trường tài chính. Đồng thời, lãi suất cịn bị ảnh Malaysia, Phillipine, Singapore, Thái Lan hưởng bởi tiết kiệm của nền kinh tế, khi tiết và Việt Nam bao gồm tăng trưởng GDP theo kiệm càng cao sẽ dẫn đến cung vốn lớn hơn năm, tăng trưởng GDP đầu người, tỷ lệ tiết và lãi suất cĩ thể giảm, tuy vậy lãi suất cũng kiệm trên GDP, tỷ lệ tăng trưởng chi tiêu của cĩ tác động đến mức tiết kiệm trong nền kinh chính phủ, tỷ lệ lạm phát theo năm và lãi suất tế (Boskin, 1976). cho vay bình quân trên thị trường. Dữ liệu của Trong nghiên cứu này, chúng tơi khơng các nước được trình bày ở biểu đồ 1. nghiên cứu tác động của chính sách tài khĩa Qua biểu đồ 1 cho thấy tăng trưởng GDP đến đầu tư mà xem xét tác động của chính của các nước Đơng Nam Á hồi phục sau khủng sách tài khĩa lên lãi suất thị trường thơng qua hoảng 1997 và tăng trưởng đến giai đoạn biến lãi suất cho vay để xem xét bước đầu tiên khủng hoảng 2008 thì biến động. Bên cạnh trong tác động của chính sách tài khĩa lên đầu đĩ, lạm phát của các quốc gia cũng ổn định ở tư trong đĩ cĩ kiểm sốt tác động của tăng mức thấp trong giai đoạn 2000 - 2007, sau đĩ trưởng kinh tế và lạm phát lên lãi suất cho vay tăng và biến động mạnh trong giai đoạn 2008 của thị trường. Mơ hình nghiên cứu cĩ dạng: - 2012. Trong khi đĩ, tỷ lệ tiết kiệm trên GDP cao ở các nước như Singapore, nhưng lại rất r = b + b GDP + b Inf + b Gov + b Saving l 0 1 2 3 4 thấp ở Cambodia và cĩ xu hướng giảm xuống + b r (-1) + e (6) 5 l trong giai đoạn 2008 - 2012. Cịn tăng trưởng Trong đĩ: r là lãi suất cho vay, GDP là tăng GDP và tăng trưởng GDP trên đầu người cũng trưởng kinh tế, Inf là lạm phát, Gov là chi tiêu cĩ xu hướng tương tự. Cuối cùng, lãi suất cho của chính phủ, Saving là tiết kiệm của nền vay trung bình trên thị trường giảm sau khủng kinh tế, e là phần dư. hoảng 1997 sau đĩ tăng trở lại trong khủng hoảng tài chính năm 2008. b. Dữ liệu nghiên cứu Bài viết thu thập dữ liệu theo năm từ 3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận năm 1998 đến năm 2012 từ báo cáo World Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu được mơ Development Indicators của Worldbank bản tả trong bảng 1. mới nhất và dữ liệu chi tiêu chính phủ từ Mơ tả thống kê cho thấy lạm phát cĩ chênh IMF của 8 nước Cambodia, Indonesia, Lào, lệch giữa các quốc gia, trong khi tỷ lệ tăng Bảng 1. Mơ tả thống kê dữ liệu Trung Độ lệch Biến N Nhỏ nhất Lớn nhất bình chuẩn Tăng trưởng GDP 120 5.33 3.84 -13.13 14.78 Tăng trưởng GDP đầu người 120 3.65 3.87 -14.39 12.77 Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP 116 27.79 10.41 2.44 52.02 Lạm phát 120 7.40 15.26 -1.71 128.42 Tăng trưởng tổng chi tiêu của chính phủ 116 12.80 12.79 -23.08 51.02 Lãi suất cho vay 103 12.03 7.72 4.79 32.15 Nguồn: Tính tốn của tác giả. Số 79 (01/2016) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 27
6. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP trưởng GDP trung bình cao hơn tăng trưởng thấy tiết kiệm trong nền kinh tế cĩ tương GDP trên đầu người, điều này cho thấy tại các quan âm và cĩ ý nghĩa thống kê cho thấy tiết nước Đơng Nam Á dân số vẫn tiếp tục tăng kiệm và lãi suất cĩ tương quan lớn tại các trưởng và nhu cầu sử dụng vốn vẫn sẽ cao dẫn quốc gia Đơng Nam Á. Đặc biệt, lãi suất cho đến lãi suất cho vay vẫn sẽ đĩng vai trị quan vay cĩ tương quan dương với cả lạm phát và trọng trong nền kinh tế. Đặc biệt, thống kê mơ tăng trưởng tổng chi tiêu của chính phủ, điều tả cho thấy cĩ quốc gia cĩ mức lãi suất cho này cho thấy cĩ tác động của lạm phát và vay rất cao (lên đến 32.15%/năm), nhưng điều chính sách tài khĩa lên lãi suất cho vay của này tương đối dễ hiểu bởi cĩ quốc gia tỷ lệ các nước Đơng Nam Á. lạm phát lên đến 128.42%/năm. Sử dụng kỹ thuật ước lượng cho dữ liệu Sử dụng kiểm định t - test để kiểm tra hệ bảng từ mơ hình OLS đến các kỹ thuật ước số tương quan giữa các biến (kết quả được lượng hiệu ứng cố định (FEM) và hiệu ứng trình bày ở bảng 2). Qua kiểm định hệ số ngẫu nhiên (REM) và kỹ thuật ước lượng tương quan cho thấy lãi suất cĩ tương quan GMM chúng tơi lần lượt cĩ được kết quả ước âm với cả tăng trưởng kinh tế tính theo GDP lượng các yếu tố tác động lên lãi suất cho vay và GDP đầu người, mặc dù hệ số tương quan thị trường trong đĩ sử dụng biến tỷ lệ tăng khơng cĩ ý nghĩa thống kê tuy nhiên cĩ thể trưởng GDP để đại diện cho tăng trưởng kinh thấy tăng trưởng kinh tế cĩ tác động nhất tế, kết quả được trình bày ở bảng 3. Bởi vì hạn định lên hiệu quả của thị trường tại các quốc chế của OLS trong ước lượng dữ liệu bảng gia Đơng Nam Á. Hệ số tương quan cịn cho với các hiện tượng bị chệch do phương sai Bảng 2. Kiểm định tương quan giữa các biến Tăng Tăng Tăng Tỷ lệ tiết Hệ số tương quan trưởng Lạm trưởng tổng Lãi suất trưởng kiệm trên P-value trong () GDP đầu phát chi tiêu của cho vay GDP GDP người chính phủ 1.000 Tăng trưởng GDP Tăng trưởng GDP đầu 0.980 1.000 người (0.000) -0.149 -0.170* 1.000 Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP (0.110) (0.069) -0.120 -0.121 -0.335 1.000 Lạm phát (0.192) (0.189) (0.000) Tăng trưởng tổng chi tiêu -0.071 -0.101 -0.249 0.424 1.000 của chính phủ (0.451) (0.282) (0.008) (0.000) -0.051 -0.049 -0.774 0.562 0.366 1.000 Lãi suất cho vay (0.612) (0.625) (0.000) (0.000) (0.000) Trong đĩ: *, , tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%. Nguồn: tính tốn của tác giả 28 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Số 79 (01/2016)
7. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP thay đổi, tự tương quan hay nội sinh (Kiviet, được thu thập theo dạng năm và là các yếu tố 1995), do đĩ ước lượng FEM và REM cĩ thể vĩ mơ trong khi cĩ biến trễ của biến phụ thuộc được sử dụng để sử lý phương sai thay đổi được sử dụng để làm biến độc lập nên vấn đề (Ahn & Schmidt, 1995). Trong khi đĩ để sử nội sinh cĩ thể phát sinh, do đĩ kỹ thuật ước lý hiện tượng tự tương quan chúng tơi đưa lượng GMM được sử dụng từ các nghiên cứu vào biến trễ của biến phụ thuộc (lãi suất cho của Arellano and Bond (1988), Arellano and vay) vào mơ hình. Bên cạnh đĩ, bởi vì dữ liệu Bond (1991), Blundell and Bond (1998). Bảng 3. Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP Pooled Model FEM Model GMM Model Lãi suất cho vay Hệ số hồi Hệ số hồi Hệ số hồi quy P-value P-value P-value quy quy Tăng trưởng GDP 0.149 0.030 -0.039 0.468 -0.036 0.511 Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP -0.051 0.110 0.014 0.726 0.020 0.638 Lạm phát 0.240 0.000 0.297 0.000 0.308 0.000 Tăng trưởng tổng chi tiêu của chính phủ -0.008 0.584 -0.020* 0.068 -0.020* 0.081 Lãi suất cho vay (-1) 0.775 0.000 0.463 0.000 0.464 0.000 Constant 1.650 0.212 4.271 0.006 4.016 0.015 R-squared 0.9469 R-squared hiệu chỉnh 0.9439 R2-within 0.7460 R2-between 0.9829 R2-overall 0.9212 Thống kê F 314.09 48.18 195.01 P-value thống kê F 0.000 0.000 0.000 Số quan sát 94 94 87 Rho .9083 Corr(u_i, Xb) 0.8484 Kiểm định Breusch-Pagan / Cook-Weisberg for Heteroskedasticity Chi-squared 62.19 P-value 0.000 Kiểm định Hausman Chi-squared 93.93 P-value 0.000 Trong đĩ: *, , tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%. Nguồn: tính tốn của tác giả. Số 79 (01/2016) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 29
8. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Kiểm định Breusch-Pagan cho thấy mơ Với lạm phát, kết quả cho thấy kết quả hình bị phương sai thay đổi, do đĩ sử dụng phù hợp với lý thuyết khi lạm phát tăng làm FEM hoặc REM là phù hợp, tuy nhiên kiểm gia tăng lãi suất cho vay trên thị trường. Tuy định Hausman cho thấy mơ hình FEM phù nhiên, kết quả với tác động của chính sách tài hợp hơn cho nên chúng tơi chỉ trình bày kết khĩa lại khá bất ngờ khi mức gia tăng chi tiêu quả của OLS và FEM. Tuy nhiên, vì các hệ của chính phủ lại làm giảm lãi suất thị trường. số của mơ hình FEM như hệ số Rho và hệ số Điều này khá trái ngược với lý thuyết truyền Corr(u_i, Xb) cĩ giá trị rất gần 1 cho nên mơ thống khi cho rằng chính sách tài khĩa mở hình FEM cĩ thể bị nội sinh. Vì vậy mơ hình rộng sẽ làm gia tăng lãi suất thị trường. GMM là phù hợp hơn cả trong ước lượng cho Như đã phân tích, các biến vĩ mơ tại khu nghiên cứu này. vực cĩ biến động mạnh trong giai đoạn 2008 Tuy nhiên, kết quả ước lượng ở bảng 3 - 2012, do đĩ chúng tơi tách bộ dữ liệu thành cho thấy tính bền vững của mơ hình khi ước hai nhĩm trước 2008 (trước khủng hoảng) và lượng bằng kỹ thuật FEM hay GMM. Cả tăng sau 2007 (sau khủng hoảng) để xem xét mối trưởng kinh tế va tiết kiệm khơng cĩ tác động quan hệ trên. Kết quả ước lượng được trình cĩ ý nghĩa thống kê lên lãi suất cho vay trên bày ở bảng 4 cho thấy kết quả mơ hình khơng thị trường, điều này ủng hộ giả thuyết rằng cho thấy sự khác biệt giữa hai giai đoạn trên. tăng trưởng kinh tế giúp phát triển thị trường tài chính, làm giảm các rào cản, tăng tính cạnh Tuy vậy, như đã phân tích ở trên, các tranh trên thị trường và giúp lãi suất cho vay nước Đơng Nam Á chủ yếu là các nước đang cạnh tranh hơn nên giúp làm giảm tác động phát triển và cĩ dân số trẻ, do đĩ chỉ tiêu tăng của cầu vốn lên lãi suất. Trong khi đĩ, tiết trưởng GDP thường khơng đại diện tốt cho kiệm trong nước cao hơn cĩ thể làm giảm lãi tăng trưởng kinh tế. Cho nên, để tìm kiếm suất cho vay ở các nước Đơng Nam Á, tuy thêm bằng chứng chúng tơi sử dụng chỉ tiêu nhiên vì đây là các nước đang phát triển do GDP đầu người để đại diện cho tăng trưởng đĩ nhu cầu vốn rất cao vì vậy tiết kiệm trong kinh tế tại các quốc gia Đơng Nam Á nhằm nước thường khơng đủ bù đắp nhu cầu vốn do đo lường chính xác mức độ phát triển của nền đĩ lãi suất khĩ giảm. kinh tế. Kết quả được trình bày ở bảng 5. Bảng 4. Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP trước và sau khủng hoảng GMM Model trước 2008 GMM Model sau 2007 Lãi suất cho vay Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value Tăng trưởng GDP -0.132 0.124 -0.090 0.228 Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP 0.088 0.049 0.203* 0.077 Lạm phát 0.360 0.000 0.269 0.000 Tăng trưởng tổng chi tiêu của chính phủ -0.008 0.451 -0.031 0.177 Lãi suất cho vay (-1) 0.436 0.000 0.264* 0.057 Constant 2.931* 0.067 0.239 0.952 Trong đĩ: *, , tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%. Nguồn: tính tốn của tác giả 30 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Số 79 (01/2016)
9. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Bảng 5. Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP đầu người Pooled Model FEM Model GMM Model Lãi suất cho vay Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value Tăng trưởng GDP đầu người 0.114* 0.079 -0.036 0.479 -0.031 0.557 Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP 0.244 0.000 0.294 0.000 0.299 0.000 Lạm phát -0.007 0.616 -0.020* 0.063 -0.019* 0.086 Tăng trưởng tổng chi tiêu của chính phủ 0.825 0.000 0.456 0.000 0.453 0.000 Lãi suất cho vay (-1) -0.105 0.796 4.719 0.000 4.703 0.000 Constant 0.114* 0.079 -0.036 0.479 -0.031 0.557 R-squared 0.9452 R-squared hiệu chỉnh 0.9427 R2-within 0.7459 R2-between 0.9838 R2-overall 0.9238 Thống kê F/Wall 383.74 60.91 193.81 P-value thống kê F 0.0000 0.0000 0.0000 Số quan sát 94 94 87 Rho .9067 Corr(u_i, Xb) 0.8514 Kiểm định Breusch-Pagan / Cook-Weisberg for Heteroskedasticity Chi-squared 72.10 P-value 0.000 Kiểm định Hausman Chi-squared 62.19 P-value 0.000 Trong đĩ: *, , tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%. Nguồn: tính tốn của tác giả Bảng 6. Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP đầu người trước và sau khủng hoảng GMM Model trước 2008 GMM Model sau 2007 Lãi suất cho vay Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value Tăng trưởng GDP đầu người -0.132 0.124 -0.090 0.228 Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP 0.088 0.049 0.203* 0.077 Lạm phát 0.360 0.000 0.269 0.000 Tăng trưởng tổng chi tiêu của chính phủ -0.008 0.451 -0.031 0.177 Lãi suất cho vay (-1) 0.436 0.000 0.264* 0.057 Constant 2.931* 0.067 0.239 0.952 Trong đĩ: *, , tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%. Nguồn: tính tốn của tác giả Số 79 (01/2016) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 31
10. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP đại diện tốt hơn cho tăng trưởng kinh tế so với đầu người cho thấy chính sách tài khĩa mở biến tăng trưởng GDP truyền thống. Trong khi rộng cĩ tác động rất mạnh lên lãi suất thị đĩ chính sách tài khĩa làm gia tăng lãi suất thị trường điều này hồn tồn phù hợp với lý trường tại các nước Đơng Nam Á trong giai thuyết truyền thống về hiệu ứng của chính đoạn 1998 - 2012. Tuy nhiên, khủng hoảng tài sách tài khĩa. chính hầu như khơng cĩ tác động lên mối quan hệ trên với bằng chứng thống kê thu thập được Tiếp tục kiểm tra với hai giai đoạn trước và sau khủng hoảng chúng tơi lại khơng tìm thấy Qua nghiên cứu này, chúng tơi đề xuất rằng bằng chứng thống kê về tác động của chính chính phủ các quốc gia cần cân nhắc hai vấn sách tài khĩa lên lãi suất thị trường. đề sau: một là, nên sử dụng chỉ số tăng trưởng GDP đầu người trong các báo cáo kinh tế và 4. Kết luận để xác lập các chính sách kinh tế vĩ mơ thay Như vậy, thơng qua kỹ thuật ước lượng với vì chỉ tiêu tăng trưởng GDP. Thứ hai, chính dữ liệu bảng chúng tơi cố gắng tìm kiếm bằng sách tài khĩa cĩ thể cĩ tác động làm gia tăng chứng về tác động của chính sách tài khĩa lên lãi suất và làm giảm đầu tư tư, tuy nhiên sự gia lãi suất thị trường trong khung lý thuyết về tăng trong lãi suất cần cĩ nghiên cứu tiếp tục hiệu ứng lấn át của chính sách tài khĩa. Nghiên để xem xét tác động của nĩ đến các biến khác cứu cho thấy biến tăng trưởng GDP đầu người trong nền kinh tế. q Tài liệu tham khảo 1. Ahmed, H., & Miller, S. M., 2000, Crowding-out and crowding-in effects of the components of government expenditure, Contemporary Economic Policy, 18(1), 124-133. 2. Ahn, S. C., & Schmidt, P., 1995, Efficient estimation of models for dynamic panel data, Journal of econometrics, 68(1), 5-27. 3. Almfraji, M. A., Almsafir, M. K., & Yao, L., 2014, Economic Growth and Foreign Direct Investment Inflows: The Case of Qatar, Procedia - Social and Behavioral Sciences, 109(0), 1040-1045. doi: 4. Arellano, M., & Bond, S., 1988, Dynamic Panel Data Estimation Using PPD: A Guide for Users, Institute for Fiscal Studies. 5. Arellano, M., & Bond, S., 1991, Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations, The Review of Economic Studies, 58(2), 277-297. 6. Arestis, P., & Demetriades, P., 1997, Financial development and economic growth: Assessing the evidence*, The Economic Journal, 107(442), 783-799. 7. Aschauer, D. A., 1989, Does public capital crowd out private capital?, Journal of Monetary Economics, 24(2), 171-188. 8. Bairam, E., & Ward, B., 1993, The externality effect of government expenditure on investment in OECD countries, Applied Economics, 25(6), 711-716. 9. Barro, R. J., 1989, Economic growth in a cross section of countries, National Bureau of Economic Research. 10. Blundell, R., & Bond, S., 1998, Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models, Journal of econometrics, 87(1), 115-143. 11. Boskin, M. J., 1976, Taxation, saving and the rate of interest, National Bureau of Economic Research Cambridge, Mass., USA. 32 Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI Số 79 (01/2016)
11. KINH TẾ VÀ HỘI NHẬP 12. Buiter, W. H., 1977, ‘Crowding out’ and the effectiveness of fiscal policy, Journal of Public Economics, 7(3), 309-328. doi: 13. De Gregorio, J., & Guidotti, P. E., 1995, Financial development and economic growth, World Development, 23(3), 433-448. 14. Devarajan, S., Swaroop, V., & Zou, H.-f., 1996, The composition of public expenditure and economic growth, Journal of Monetary Economics, 37(2), 313-344. 15. Donovan, P. J., & Batabyal, A. A., 2015, On economic growth and investment income taxation in a creative region, International Review of Economics & Finance, 38(0), 67-72. doi: 16. Easterly, W., & Rebelo, S., 1993, Fiscal policy and economic growth, Journal of Monetary Economics, 32(3), 417-458. 17. Engen, E. M., & Hubbard, R. G., 2005, Federal government debt and interest rates NBER, Macroeconomics Annual 2004, Volume 19 (pp. 83-160): MIT Press. 18. Grier, K. B., & Tullock, G., 1989, An empirical analysis of cross-national economic growth, 1951-1980. Journal of Monetary Economics, 24(2), 259-276. 19. Hemming, R., Kell, M., & Mahfouz, S., 2002, The effectiveness of fiscal policy in stimulating economic activity, A review of the literature. 20. Kiviet, J. F., 1995, On bias, inconsistency, and efficiency of various estimators in dynamic panel data models, Journal of econometrics, 68(1), 53-78. 21. Kormendi, R. C., & Meguire, P. G., 1985, Macroeconomic determinants of growth: cross- country evidence, Journal of Monetary Economics, 16(2), 141-163. 22. Levine, R., 1997, Financial development and economic growth: views and agenda, Journal of Economic Literature, 688-726. 23. Mishkin, F. S., 1981, The real interest rate: An empirical investigation, Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, 15(0), 151-200. doi: 2231(81)90022-1 24. Muro, K., 2013, A note on the three-sector Cobb-Douglas GDP function, Economic Modelling, 31(0), 18-21. doi: 25. Ouyang, P., & Fu, S., 2012, Economic growth, local industrial development and inter- regional spillovers from foreign direct investment: Evidence from China, China Economic Review, 23(2), 445-460. doi: 26. Pavelescu, F. M., 2014, Methodological Considerations Regarding the Estimated Returns to Scale in Case of Cobb-douglas Production Function, Procedia Economics and Finance, 8(0), 535-542. doi: 27. Tekin, R. B., 2012, Economic growth, exports and foreign direct investment in Least Developed Countries: A panel Granger causality analysis, Economic Modelling, 29(3), 868-878. doi: 28. Vỵlcu, G. E., 2011, A geometric perspective on the generalized Cobb-Douglas production functions, Applied Mathematics Letters, 24(5), 777-783. doi: aml.2010.12.038 29. Yuan, C., Liu, S., & Wu, J., 2009, Research on energy-saving effect of technological progress based on Cobb-Douglas production function, Energy Policy, 37(8), 2842-2846. doi: http:// dx.doi.org/10.1016/j.enpol.2009.04.025 30. Zhang, X., Wu, L., Zhang, R., Deng, S., Zhang, Y., Wu, J., . . . Wang, L., 2013, Evaluating the relationships among economic growth, energy consumption, air emissions and air environmental protection investment in China, Renewable and Sustainable Energy Reviews, 18(0), 259-270. doi: Số 79 (01/2016) Tạp chí KINH TẾ ĐỐI NGOẠI 33