Lạm phát và tăng trưởng kinh tế: Nghiên cứu thực nghiệm các nước đang phát triển và trường hợp Việt Nam

Nội dung text: Lạm phát và tăng trưởng kinh tế: Nghiên cứu thực nghiệm các nước đang phát triển và trường hợp Việt Nam

1. Nghiên Cứu & Trao Đổi Lạm phát và tăng trưởng kinh tế: Nghiên cứu thực nghiệm các nước đang phát triển và trường hợp Việt Nam ThS. Nguyễn Minh Sáng & Ngô Nữ Diệu Khuê Đại học Ngân hàng TP. HCM ghiên cứu này được tiến hành nhằm kiểm định mối quan hệ phi tuyến tính giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế bằng phương pháp tự hồi Nquy với mẫu nghiên cứu 17 nước đang phát triển, trong đó có VN giai đoạn từ năm 2000 đến 2012. Kết quả ước lượng mô hình cho thấy tồn tại một ngưỡng lạm phát mà khi lạm phát vượt trên ngưỡng này sẽ gây tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế. Dựa trên thực tiễn VN, nhóm nghiên cứu thảo luận nguyên nhân của sự khác biệt về tăng trưởng giữa VN so với các nước khác và đề ra một số gợi ý chính sách nhằm nâng cao năng lực kiểm soát lạm phát ở mức độ hợp lí và phát huy mặt tác động tích cực mà lạm phát có thể mang lại cho nền kinh tế VN. Từ khoá: Lạm phát; tăng trưởng kinh tế; ngưỡng lạm phát; VN. 1. Đặt vấn đề cao”. Do chính sách kỳ vọng quá và Senhadji (2001), Drukker và Lạm phát là hiện tượng kinh mức về tăng trưởng cao mà lạm cộng sự (2005),. Riêng ở VN tế vĩ mô phổ biến, có ảnh hưởng dụng yếu tố tiền tệ đã khiến lạm chưa có nhiều tác giả thực hiện các sâu rộng đến các mặt kinh tế, chính phát hình thành ở mức cao, gây tác nghiên cứu định lượng để xác định trị, xã hội của các quốc gia trong động ngược đối với tăng trưởng ngưỡng lạm phát, chính vì thế, các giai đoạn phát triển kinh tế. Vì kinh tế. Trong bối cảnh lạm phát nhóm nghiên cứu sử dụng phương “lạm phát là một căn bệnh mãn liên tục biến động và ảnh hưởng pháp định lượng nhằm tìm ra tính, những lúc ngớt cơn chỉ là đáng kể đến định hướng chính ngưỡng hiệu quả cho lạm phát, từ thời kỳ ủ bệnh và khi phát cơn thì sách kinh tế vĩ mô như vậy, từ năm đó đề ra các chính sách kiểm soát như một ngọn lửa bùng” (Maurice 2011, Chính phủ VN đã quan tâm lạm phát và phát huy tính tương hỗ Flamant, 1992) nên việc ổn định đến một chính sách tiền tệ mới - trong mối quan hệ này, không để và kiểm soát lạm phát luôn là một chính sách lạm phát mục tiêu mà lạm phát trở thành yếu tố bất lợi trong những mục tiêu quan trọng theo đó duy trì mức lạm phát hợp lí cho nền kinh tế. hàng đầu trong việc điều hành kinh và ổn định trở thành mục tiêu hàng Bài nghiên cứu sử dụng phương tế vĩ mô của mỗi quốc gia. đầu của chính sách tiền tệ. Chiến pháp tự hồi quy với bảng số liệu Trong những thập kỷ vừa qua, lược thực hiện mục tiêu lạm phát là của 17 nước Albania, Armenia, kinh tế thế giới có nhiều biến động, một quy trình phức tạp. Trước hết, Brazil, Chile, Colombia, Ghana, đặc biệt là các cuộc khủng hoảng Ngân hàng Trung ương phải xây Guatemala, Hungary, Indonesia, kinh tế toàn cầu đã làm tụt giảm tốc dựng cho mình một điểm hoặc một Israel, Mexico, Peru, Philippines, độ tăng trưởng kinh tế và khiến lạm khoảng mục tiêu lạm phát. Trên thế Romania, Thailand, Turkey và VN phát tăng cao ở nhiều nước. Trong giới đã có nhiều nghiên cứu chứng từ năm 2000 đến 2012 được thu đó ở VN xuất hiện chu kỳ vòng minh cho sự tồn tại của ngưỡng thập từ nguồn số liệu của World xoáy “tăng trưởng thấp - lạm phát lạm phát đối với các mẫu các nước Bank từ năm 2000 đến 2012 nhằm khác nhau như Sarel (1996), Khan tìm ra mối quan hệ giữa tăng trưởng Số 21 (31) - Tháng 03-04/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 23
2. Nghiên Cứu & Trao Đổi kinh tế và lạm phát. Với kỹ thuật hai nhân tố tổng cung và tổng cầu. giảm đầu tư - hoạt động nguồn, sử dụng biến giả cho mỗi quốc gia, Song, nhân tố quyết định trực tiếp đầu vào của nền kinh tế. Tính nhóm nghiên cứu áp dụng kết quả đến sản lượng và việc làm là tổng không chắc chắn trong sự biến hồi quy thu được giải thích cho cầu. Tuy nhiên, tổng cầu thường động của lạm phát chính là trường hợp VN. thấp hơn tổng cung do khuynh nguyên nhân làm suy giảm đầu 2. Cơ sở lý thuyết về mối quan hướng tiết kiệm trong sử dụng thu tư trong dài hạn. Vì các nhà đầu hệ giữa lạm phát và tăng trưởng nhập, đó là nguyên nhân của khủng tư không thể tính toán chính xác kinh tế hoảng kinh tế. Để đảm bảo tăng lãi suất thực thu được từ hoạt trưởng cần có sự can thiệp của Nhà động đầu tư nên họ không dám - Các tác động tích cực của nước thông qua các chính sách như liều lĩnh đầu tư nhiều, đặc biệt lạm phát đối với tăng trưởng mở rộng chính sách tài khóa, tiền vào các dự án dài hạn. Fischer kinh tế tệ nhằm nâng cao tổng cầu, trong (1993) xây dựng lược đồ nhằm Thứ nhất, lạm phát có thể tác đó việc giảm lãi suất sẽ tạo ra lạm xác định “kênh truyền tải” từ động tích cực đến tăng trưởng kinh phát, từ đó kích thích mọi người sử thực thi chính sách kinh tế vĩ mô tế thông qua kênh tiết kiệm và đầu dụng tiền mặt để tiêu dùng, đầu tư đến tăng trưởng như sau: lạm tư. Sidrauski (1967) nhấn mạnh kinh doanh. phát tăng→đầu tư suy giảm→tỷ lạm phát thấp ở mức hợp lí sẽ làm Thứ ba, nhà nước có thể thông lệ tăng năng suất suy giảm→tăng đầu tư trở nên hấp dẫn hơn là nắm qua việc gia tăng cung tiền để tăng trưởng kinh tế suy giảm. giữ tiền mặt vì việc nắm giữ tiền cường phát triển giáo dục - đào tạo, Theo Choi và đồng sự (1996), mặt làm giảm giá trị của nó nhanh khoa học - công nghệ, xây dựng Azariadas và Smith (1996), nếu hơn so với đầu tư. Khi nền kinh tế cơ sở hạ tầng, .Việc đầu tư xây lạm phát tăng cao sẽ làm giảm xảy ra lạm phát luôn có độ trễ thời dựng thêm trường học, cơ sở giáo mức lãi suất thực tế mà người gian giữa tăng giá sản phẩm đầu dục, viện nghiên cứu, tăng lương đi vay phải trả cho người cho ra và tăng giá chi phí đầu vào biểu cho cán bộ nhân viên, xây dựng vay, thậm chí âm. Tình huống đó hiện ở độ trễ về tăng tiền lương. nhà máy, xí nghiệp, sẽ góp phần dẫn tới có nhiều người muốn trở Tobin (1972) nhận định lạm phát nâng cao chất lượng nguồn nhân thành người đi vay hơn là người vừa phải như là chất bôi trơn của lực, trình độ khoa học - công nghệ, tiết kiệm, do đó tạo ra sự mất cân nền kinh tế (grease effect), lạm đáp ứng các điều kiện cơ sở hạ tầng bằng trong thị trường vốn và tín phát giúp các nhà sản xuất có thể phục vụ cho các yêu cầu phát triển dụng. Bên cạnh đó, lạm phát cao giảm chi phí thực sự để mua đầu kinh tế. còn làm biến dạng thuế (Romer, vào lao động, từ đó gia tăng tiết - Các tác động tiêu cực của 2001) làm suy giảm động cơ tiết kiệm và đầu tư, khuyến khích họ lạm phát đối với tăng trưởng kiệm của các chủ thể gửi tiền mà mở rộng quy mô sản xuất. kinh tế tiết kiệm lại là nguồn của đầu tư. Thứ hai, lạm phát có mối quan hệ tỷ Thứ nhất, lạm phát làm biến Lạm phát cao còn gây ra “chi phí lệ thuận với tăng trưởng thông qua đổi giá tương đối và phân bổ sai mòn giày”, “chi phí thực đơn”, tác động kích cầu. Lạm phát tạo ra các nguồn lực. Fischer (1993) “nhầm lẫn và bất tiện”. tâm lý giá tăng nên mọi người có cho rằng lạm phát làm sai lệch Thứ ba, lạm phát có thể tác xu hướng tiêu dùng nhiều hơn hoặc trong việc phân phối các nguồn động tiêu cực đến tăng trưởng mua hàng hóa tích trữ, do đó làm tài nguyên do những thay đổi bất kinh tế thông qua những thay gia tăng tổng cầu. Bên cạnh đó, lợi đối với giá cả tương quan. Khi đổi trong chính sách tỷ giá. Bởi lạm phát thường kéo theo việc phá nền kinh tế xảy ra lạm phát, giá lạm phát thường kéo theo việc giá của đồng nội tệ, nâng cao sức của các hàng hóa thay đổi khác nâng tỷ giá làm tăng chi phí nợ cạnh tranh của nền kinh tế và có nhau dẫn tới giá tương đối của nước ngoài tính bằng ngoại tệ xu hướng làm tăng xuất khẩu ròng. chúng cũng thay đổi, các quyết của các doanh nghiệp và Chính Cầu xuất khẩu tăng kích thích tăng định của người tiêu dùng bị biến phủ có nợ vay nước ngoài, từ đó cầu hàng hóa, dịch vụ trong nước dạng và thị trường mất khả năng gia tăng nguy cơ vỡ nợ của các - nguồn cho xuất khẩu. Trong lý phân bổ nguồn lực hiệu quả. doanh nghiệp và Chính phủ. Đối thuyết tổng cầu của Keynes, một Thứ hai, lạm phát làm suy với một số nền kinh tế mở nhưng nền kinh tế chịu tác động của cả 24 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 21(31) - Tháng 03-04/2015
3. Nghiên Cứu & Trao Đổi tỷ giá hối đoái không hoàn toàn linh hoạt, lạm phát µi là tác động cố định, µt là tác động thời gian, πit có thể làm thâm hụt cán cân thương mại. Khả năng là tỷ lệ lạm phát, π* là ngưỡng lạm phát, dit là biến cạnh tranh của một quốc gia có lạm phát cao sẽ bị giả (nhận giá trị 1 khi πit >π* và nhận giá trị 0 khi xóa mòn bởi sự tuân thủ tỷ giá danh nghĩa cố định πit≤π*), X là véc-tơ các biến giải thích gồm tổng (Hossain và Chowhury, 1996). vốn đầu tư trên GDP (igdp), tốc độ tăng trưởng dân - Nghiên cứu của Sarel năm 1996 về “Tác động số (dlog(pop)), logarit của thu nhập bình quân đầu phi tuyến tính của lạm phát đối với tăng trưởng kinh người ban đầu (log(ly0)), tốc độ tăng trưởng của tỷ tế” giá thương mại (dlog(tot)) và độ lệch chuẩn của tỷ Thủ tục ước tính ngưỡng lạm phát của Sarel, về cơ giá thương mại (σtot), eit là sai số ngẫu nhiên. bản là chạy một loạt các hồi quy OLS với các giá trị Theo mô hình (2), ảnh hưởng của lạm phát đến ngưỡng π* khác nhau và tìm kiếm giá trị ngưỡng của tăng trưởng GDP được biểu thị bởi γ1 trong thời gian 2 lạm phát tại lần hồi quy tối đa hóa hệ số xác định R mà lạm phát là thấp hơn hoặc bằng ngưỡng và γ2 (R-squared) hoặc tối thiểu chỉ số sai số bình phương trong thời gian tỷ lệ lạm phát cao hơn ngưỡng. Tuy trung bình (Root Mean Square Error - RMSE). Phương nhiên, việc sử dụng biến đổi dạng logarit yêu cầu loại trình Sarel được xác định như sau: bỏ những quan sát có giá trị lạm phát âm. Với mô Δy = α + β1.π + θ.X +Є nếu π ≤ π* hình được lựa chọn, phương trình cơ bản (2) được Δy = α + β1.π + β2.(π – π*) + θ.X + Є nếu π > π* ước lượng lặp lại với các giá trị khác nhau của π*. (1) Chan (1993) và Hansen (1999) đề xuất ước lượng Trong đó: Δy là tăng trưởng kinh tế, π là tỷ lệ lạm bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất, ngưỡng phát, π* là ngưỡng lạm phát, X là véc-tơ của tất cả các lạm phát được chọn sẽ là giá trị π* tương ứng với ước biến giải thích khác và θ là véc-tơ tham số tương ứng, Є lượng cho ra giá trị RSS nhỏ nhất. Sau khi tìm được 2 là sai số ngẫu nhiên, với E[Є]=0 và var[Є]=σ . Hệ số β2 giá trị của ngưỡng thì tiến hành kiểm định ngưỡng chỉ ra sự khác biệt trong các tác động của lạm phát đối với các giả thiết: H0: γ1= γ2 và H1: γ1≠γ2. với tăng trưởng giữa hai phía ngưỡng. Sarel sử dụng Khan và Senhadji (2001) phân tích ngưỡng tác kiểm định t kiểm định β2 để kiểm tra xem ngưỡng tìm động giữa lạm phát và tăng trưởng bằng việc sử dụng được có ý nghĩa thống kê hay không. Khi lạm phát nhỏ tập hợp dữ liệu bao gồm 140 quốc gia từ giai đoạn hơn hoặc bằng với ngưỡng thì tác động của lạm phát 1960-1998. Kết quả thực nghiệm cho thấy có sự tồn đến tăng trưởng được thể hiện qua hệ số β1. Khi lạm tại của một ngưỡng mà ngoài mức này, lạm phát gây phát cao hơn ngưỡng thì tổng β1+β2 sẽ đại diện cho các ra tác động tiêu cực đến tăng trưởng. Ngược lại, dưới tác động của lạm phát lên tăng trưởng. ngưỡng lạm phát không có tác động hoặc tác động Sử dụng dữ liệu của 87 quốc gia, Sarel thấy rằng 8% tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả cũng chỉ là ngưỡng thích hợp của lạm phát. Dưới ngưỡng này ra rằng ngưỡng này thì nhỏ cho các nước phát triển lạm phát ảnh hưởng không đáng kể, thậm chí là tích (1%-3%), được so sánh với các nước đang phát triển cực, trong khi đó, nếu lạm phát trên ngưỡng này, nó có (tương ứng 11%-12%). ảnh hưởng tiêu cực đáng kể đến tăng trưởng kinh tế. 3. Phương pháp nghiên cứu - Nghiên cứu của Khan và Senhadji năm 2001 “Tác động của ngưỡng lạm phát trong mối quan hệ Để ước lượng mô hình xác định mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế” phụ thuộc của tăng trưởng kinh tế vào lạm phát, bài Để kiểm định sự tồn tại của tác động ngưỡng lạm nghiên cứu sử dụng bảng dữ liệu cân bằng của 17 phát đến tăng trưởng, Khan và Senhadji (2001) sử dụng quốc gia đang phát triển từ năm 2000 đến 2012 với phương pháp kinh tế lượng để ước tính ngưỡng mà tổng số 221 quan sát. Nhóm nghiên cứu chọn 17 nước trước đó đã được phát triển bởi Chan và Tsay (1998) và này để nghiên cứu và áp dụng cho trường hợp VN vì E. Hansen (1999). Mô hình cụ thể như sau: những lý do sau: Thứ nhất, các quốc gia này đều đang theo đuổi chính sách lạm phát mục tiêu (Hammond, dlog(yit) = γ0 + µi + µt + γ1.(1 – dit).{log(πit) – log(π*)} + γ .d .{log(π ) – log(π*)} + β.X + e (dùng cho quốc Roger, IMF, 2011). Để thực hiện tốt chính sách lạm 2 it it it phát mục tiêu, Ngân hàng Trung ương phải xác định gia i trong thời gian t) (2) một mức lạm phát mục tiêu cụ thể trong giai đoạn Trong đó: dlog(y ) là tốc độ tăng trưởng GDP thực, trước mắt (ví dụ 7% hay 8%) bằng cách đưa ra những it công thức, mô hình tính toán cụ thể. Bài nghiên cứu Số 21 (31) - Tháng 03-04/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 25
4. Nghiên Cứu & Trao Đổi này nhằm mục đích góp phần xác định ngưỡng lạm phát β20.RO + β21.TH + β22.TU + ε làm cơ sở cho việc đưa ra mức lạm phát mục tiêu cho (3) các nước đang theo đuổi chính sách này. Thứ hai, so Mô hình hồi quy tổng quát 2: với nhóm nước phát triển, ngưỡng lạm phát tối ưu đối GDP = C + β1.(1 – D).{f(INF) – ln(INF*)} + với nhóm nước đang phát triển ở mức cao hơn. Do vậy, β2.D.{f(INF) – ln(INF*)} + β3.IGDP + β4.INV + trong tổng số 28 quốc gia đang áp dụng chính sách lạm β5.POP + β6.TOT + β7.AL + β8.AR + β9.BR + β10. phát mục tiêu, nhóm nghiên cứu giới hạn mẫu gồm các CH + β11.CO + β12.GH + β13.GU + β14.HU + β15.IN quốc gia đang phát triển theo thống kê của ISI (2013), + β16.IS + β17.ME + β18.PE + β19.PH + β20.RO + β21. Liên Hiệp Quốc (2012, 2013). Bởi vì, các nước phát TH + β22.TU + ε triển đã phát triển hoàn thiện nền kinh tế thị trường đối (4) với các loại thị trường, sản lượng đã ở rất gần với mức Với f(INF)=INF – 1 nếu INF≤1 và bằng ln(INF) tiềm năng, trong khi nhiều nước đang phát triển vẫn còn nếu INF>1. vận hành trong nền kinh tế phi thị trường, lạm phát có D là biến giả, nhận giá trị bằng 0 nếu INF≤ INF* xu hướng tăng do các quyết định mang tính chất hành và bằng 1 nếu INF>INF* chính, các yếu tố sản xuất tiềm năng chưa khai thác hết. C: tiêu biểu cho tung độ gốc của VN và các βi Hơn nữa, do lịch sử lâu dài của lạm phát khiến các nước với i=7,8,9, , 22 là các hệ số tung độ gốc khác đang phát triển chấp nhận hệ thống chỉ số hóa rộng rãi biệt cho ta biết các tung độ gốc của Albania, để phủ nhận phần nào tác động tiêu cực của lạm phát. Armenia, Brazil, Chile, Colombia, Ghana, Thứ ba, lạm phát ở 17 quốc gia này có sự tương đồng Guatemala, Hungary, Indonesia, Israel, Mexico, với nhau. Theo xếp hạng “Highest Inflation: Countries” Peru, Philippines, Romania, Thailand, Turkey của Bloomberg năm 2012, 17 các Bảng 1: Mô phỏng các biến độc lập trong hai mô hình nghiên cứu quốc gia trên đều nằm trong danh Ký Kỳ vọng Ý nghĩa sách các nước có lạm phát cao hiệu dấu INF Tỷ lệ lạm phát INF +/- khi nhất. INF ≤/> Trong nghiên cứu này, nhóm INF* Ngưỡng lạm phát INF* GDP bình quân đầu người ban đầu được biểu thị dưới dạng nghiên cứu sẽ xem xét “đặc điểm IGDP + logarit tự nhiên riêng biệt” của từng quốc gia theo INV Tổng vốn đầu tư trên GDP + không gian, tức là để cho tung độ POP Tốc độ tăng trưởng dân số - gốc thay đổi theo từng quốc gia TOT Tốc độ tăng trưởng của tỷ giá thương mại + nhưng vẫn giả định rằng các hệ số AL AL=1 nếu quan sát thuộc về Albania, ngược lại bằng 0 độ dốc là hằng số đối với các quốc AR AR=1 nếu quan sát thuộc về Armenia, ngược lại bằng 0 gia. Dựa trên hai nghiên cứu của BR BR=1 nếu quan sát thuộc về Brazil, ngược lại bằng 0 Sarel (1996) và nghiên cứu của Khan và Senhadji (2001), nhóm CH CH=1 nếu quan sát thuộc về Chile, ngược lại bằng 0 nghiên cứu sử dụng phương pháp CO CO=1 nếu quan sát thuộc về Colombia, ngược lại bằng 0 phân tích dữ liệu bảng theo các GH GH=1 nếu quan sát thuộc về Ghana, ngược lại bằng 0 mô hình các ảnh hưởng cố định GU GU=1 nếu quan sát thuộc về Guatemala, ngược lại bằng 0 với biến phụ thuộc là tốc độ tăng HU HU=1 nếu quan sát thuộc về Hungary, ngược lại bằng 0 trưởng GDP thực (GDP) trong cả IN IN=1 nếu quan sát thuộc về Indonesia, ngược lại bằng 0 hai mô hình sau: IS IS=1 nếu quan sát thuộc về Israel, ngược lại bằng 0 Mô hình hồi quy tổng quát 1: ME ME=1 nếu quan sát thuộc về Mexico, ngược lại bằng 0 PE PE=1 nếu quan sát thuộc về Peru, ngược lại bằng 0 GDP = C + β1.INF + β2.D.(INF PH PH=1 nếu quan sát thuộc về Philippines, ngược lại bằng 0 – INF*) + β3.IGDP + β4.INV + RO RO=1 nếu quan sát thuộc về Romania, ngược lại bằng 0 β5.POP + β6.TOT + β7.AL + β8.AR TH TH=1 nếu quan sát thuộc về Thailand, ngược lại bằng 0 + β9.BR + β10.CH + β11.CO + β12. TU TU=1 nếu quan sát thuộc về Turkey, ngược lại bằng 0 GH + β13.GU + β14.HU + β15.IN + β16.IS + β17.ME + β18.PE + β19.PH + Nguồn: Tổng hợp của nhóm nghiên cứu 26 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 21(31) - Tháng 03-04/2015
5. Nghiên Cứu & Trao Đổi khác biệt như thế nào so với tung tích lũy vốn, phát triển khoa học, giá hàng nhập khẩu của quốc gia. độ gốc của VN. công nghệ, làm tăng sản lượng Biến động của tỷ giá thương mại INF: Lạm phát là một yếu tiềm năng và tăng trưởng kinh phản ánh thay đổi thu nhập của tố có cả tác động tích cực lẫn tế. quốc gia tính theo hàng hóa nhập tiêu cực đến nền kinh tế. Khi POP: Được sử dụng trong khẩu. Khi tỷ giá thương mại ở mức độ vừa phải hợp lí, lạm nghiên cứu của Minh Quang giảm, đồng nghĩa với thu nhập phát thể hiện các tác động tích Dao (2012), Drukker và cộng sự quốc gia giảm, nghĩa là cùng một cực đến tăng trưởng và khi lên (2005). Tốc độ tăng trưởng dân đơn vị hàng xuất khẩu như trước đến những mức độ cao, nó trở số cao có thể gây khó khăn cho chỉ mua được một lượng hàng thành nhân tố gây nguy hại cho các nước để nâng cao mức sống nhập khẩu ít hơn. Hans Singer nền kinh tế. Nhiều mô hình hồi bởi, đồng thời đặt ra thách thức (1950) cho rằng ở các nước đang quy tăng trưởng trước đây đã sử cho các quốc gia phải tiêu dùng phát triển, thu nhập thường phụ dụng lạm phát như một biến giải nguồn lực để quản lý môi trường, thuộc vào doanh thu xuất khẩu thích quan trọng như Katsushi S. tài nguyên thiên nhiên, tệ nạn xã và tới lượt đầu tư lại phụ thuộc Imai và đồng sự (2012), Grigor hội, thay vì dùng cho các hoạt vào nguồn thu nhập này. R. Sargsyan (2005), . động đầu tư phát triển sản xuất. 4. Kết quả nghiên cứu IGDP: GDP bình quân đầu Trong mô hình tăng trưởng của người ban đầu được tính toán Harrod - Domar, tăng trưởng 4.1. Kết quả thống kê mô tả bằng cách lấy logarit cơ số tự dân số gây áp lực cho nền kinh (Bảng 2) nhiên giá trị GDP quá khứ. tế sử dụng nguồn tiết kiệm khan 4.2. Kết quả phân tích mô hình Được Katsushi S. Imai và cộng hiếm để mở rộng đầu tư hơn là hồi quy sự (2012), Khan và Senhadji tập trung đầu tư theo chiều sâu. - Theo mô hình hồi quy tổng (2001), sử dụng trong nghiên Kinh nghiệm gần đây cho thấy quát 1 cứu của mình. GDP bình quân rằng sự sụt giảm tỷ lệ sinh ở các Nhóm nghiên cứu sử dụng đầu người đạt được trong quá khứ nước đang phát triển khu vực phần mềm Eviews7 để chạy mô là cơ sở tài chính cho các hoạt châu Á và Mỹ - Latinh làm tăng hình hồi quy tổng quát 1. Bước động tiêu dùng, đầu tư, chi tiêu tiềm năng cho sự tăng trưởng đầu tiên là kiểm tra sự tồn tại của Chính phủ, xuất - nhập khẩu, kinh tế cao hơn do tăng tiết kiệm tác động ngưỡng trong mối quan đặt nền tảng cho sự tăng trưởng và đầu tư vào cả vốn vật chất và hệ giữa tăng trưởng GDP thực và kinh tế trong hiện tại. con người. lạm phát. Nhóm nghiên cứu ước lượng mô hình 1 và tính toán các INV: Tổng vốn đầu tư trên TOT: Tỷ giá thương mại là 2 GDP được tính toán bằng cách nhân tố được sử dụng trong nhiều hệ số xác định R tương ứng với chia tổng vốn đầu tư cho GDP. mô hình nghiên cứu trước đây các giá trị INF* chạy từ 1 đến Đây là nhân tố mà Anderson, như Drukker và cộng sự (2005), 54% vì lạm phát của các quốc Dennis (1990), Muhammad S. Pypko Sergii (2009), . Tỷ giá gia nghiên cứu biến động trong Anwer và R.K. Sampath (1999) thương mại biểu thị mối quan hệ khoảng này. Kết quả được thể đã từng sử dụng trong nghiên tỷ lệ giữa giá hàng xuất khẩu với hiện tóm tắt trong bảng 3. cứu liên quan. Như Sala-i-Martin Qua các kết quả hồi quy theo (2002) đề cập, những quốc gia mà đầu tư nhiều hơn có xu hướng Bảng 2: Thống kê mô tả mẫu nghiên cứu phát trển nhanh hơn các nước mà Biến Số quan sát Nhỏ nhất Lớn nhất Bình quân Độ lệch chuẩn tiết kiệm và đầu tư ít hơn. Đầu GDP 221 -0.141500 0.374849 0.046998 4.073267 tư có hai tác động quan trọng INF 221 -0.017103 0.549154 0.068869 7.859348 đến nền kinh tế. Trong ngắn hạn, IGDP 221 6.087401 10.011138 8.044808 0.960786 những thay đổi lớn trong đầu tư INV 221 0.130529 0.408711 0.232152 5.127528 ảnh hưởng đến tổng cầu, qua đó POP 221 -0.014970 0.026423 0.010629 0.925767 tác động đến sản lượng và việc TOT 221 -0.338781 0.432904 0.011364 7.574105 làm. Trong dài hạn, đầu tư tạo ra Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu Số 21 (31) - Tháng 03-04/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 27
6. Nghiên Cứu & Trao Đổi Bảng 3: Kết quả kiểm định ngưỡng lạm phát 1 các giá trị ngưỡng INF* khác nhau, ta thấy hệ số xác định R2 Ngưỡng Hệ số Sai số đạt giá trị lớn nhất tại INF*=11% lạm Biến Giá trị t Giá trị p Hệ số R2 hồi quy chuẩn phát và có ý nghĩa thống kê do INF 1.12 0.86 1.30 0.19 p-value [D.(INF-INF*] 0.05 nên đều không có ý nghĩa INF 0.07 0.08 0.85 0.39 18% 0.392770 thống kê. Để tiếp tục làm vững D (INF–INF*) -0.22 0.12 -1.70 0.09 chắc thêm cho kết quả hồi quy, INF 0.03 0.07 0.49 0.61 21% 0.390009 nhóm nghiên cứu tiến hành kiểm D (INF–INF*) -0.18 0.13 -1.41 0.15 tra sự cần thiết của các biến xem INF -0.00 0.06 -0.10 0.91 27% 0.386461 các biến INF, POP, TOT. Các giá D (INF–INF*) -0.13 0.14 -0.91 0.36 trị p của các kiểm định thừa biến INF -0.02 0.06 -0.42 0.67 33% 0.385321 đều >0.05, cho thấy các biến trên D (INF–INF*) -0.12 0.17 -0.68 0.49 đều là biến thừa. Do vậy, nhóm INF -0.02 0.05 -0.40 0.68 39% 0.386000 nghiên cứu loại INF, POP, TOT D (INF–INF*) -0.19 0.24 -0.82 0.40 khỏi mô hình và chạy lại mô hình INF -0.03 0.04 -0.66 0.50 46% 0.386936 với các biến còn lại, kết quả ở D (INF–INF*) -0.37 0.37 -0.99 0.32 bảng 4. INF -0.05 0.04 -1.27 0.20 54% 0.383878 Để đảm bảo tính đúng đắn D (INF–INF*) -0.15 4.36 -0.03 0.97 của các kết quả ước lượng, nhóm Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu nghiên cứu tiến hành các kiểm định sau hồi quy. Trong kiểm tra Bảng 4: Kết quả hồi quy theo các biến độc lập tại ngưỡng lạm phát 11% đa cộng tuyến, các trị số tương Biến Hệ số Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p quan giữa các biến độc lập đều C 49.72597 9.516149 5.192689 0.0000 nhỏ hơn 0.8 nên kết luận không D.(INF–INF*) -0.091939 0.044617 -2.060635 0.0406 có hiện tượng đa cộng tuyến. Mặt IGDP -9.293041 1.595873 -5.823170 0.0000 khác, đồ thị biến thiên của phần INV 0.539471 0.079172 6.813910 0.0000 dư cho thấy biến đổi của phần dư AL 14.19342 2.729501 5.200007 0.0002 không có tính hệ thống, phương AR 13.52699 2.008322 6.735471 0.0000 pháp này giúp ta có thể nhận định BR 22.91624 4.013752 5.709431 0.0000 phương sai nhiễu không thay CH 25.32348 4.439835 5.703700 0.0000 đổi. Sử dụng kiểm định Durbin CO 19.22559 3.391661 5.668488 0.0000 - Watson theo kinh nghiệm với GH 2.086982 1.446916 1.442365 0.1508 1<d=2.204924<3, do đó không GU 15.44504 2.904321 5.317952 0.0000 có tự tương quan của nhiễu. 28 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 21(31) - Tháng 03-04/2015
7. Nghiên Cứu & Trao Đổi Bảng 4 (tiếp theo) Như vậy, hồi quy theo mô hình 1, nhóm nghiên cứu tìm Biến Hệ số Sai số chuẩn Giá trị t Giá trị p được ngưỡng lạm phát đạt mức HU 25.79768 4.903410 5.261170 0.0000 11%. Khi lạm phát dưới 11%, IN 7.665525 1.827401 4.194769 0.0000 tác động của lạm phát đến tăng IS 35.78262 6.070941 5.894082 0.0000 trưởng kinh tế là tích cực song ME 23.98445 4.509395 5.318773 0.0000 vì p-value[INF]=0.1820>0.05 PE 18.39755 3.114840 5.906417 0.0000 nên xem như tác động này là PH 10.16423 2.083058 4.879478 0.0000 không đáng kể. Ngược lại, khi RO 19.47391 3.604923 5.402033 0.0000 lạm phát vượt ngưỡng 11%, lạm TH 13.56134 2.746869 4.937020 0.0000 phát rõ ràng có tác động tiêu cực TU 27.24839 4.529418 6.015870 0.0000 đến tăng trưởng, điều này được Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu thể hiện qua hệ số độ dốc của D.(INF–INF*) mang giá trị âm và có ý nghĩa thống kê tại mức ý nghĩa 5% với p-value[D.(INF– Bảng 5: Kết quả kiểm định ngưỡng lạm phát 2 INF*)]=0.0406<0.05. - Theo mô hình hồi quy tổng Ngưỡng quát 2 Sai số Giá Giá lạm Biến Hệ số RSS Sử dụng cùng bộ dữ liệu đã chuẩn trị t trị p phát chạy hồi quy theo mô hình 1, nhóm (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 1.32 0.96 1.37 0.16 1% 2260.804 nghiên cứu sử dụng phần mềm D.{f(INF)-ln(INF*)} -0.56 0.47 -1.17 0.23 Eviews7 để chạy mô hình hồi quy (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.37 0.52 0.71 0.47 3% 2275.339 tổng quát 2. Vì Hansen (1999) đề D.{f(INF)-ln(INF*)} -0.51 0.58 -0.87 0.38 xuất giá trị ngưỡng phù hợp được (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.21 0.44 0.49 0.62 chọn tương ứng với mô hình có 5% 2278.658 D.{f(INF)-ln(INF*)} -0.55 0.71 -0.77 0.43 RSS nhỏ nhất, giới hạn phạm vi (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.28 0.39 0.71 0.47 khảo sát tìm ngưỡng không xem 7% 2265.959 D.{f(INF)-ln(INF*)} -1.06 0.83 -1.27 0.20 xét giá trị ngưỡng mà tại đó có quá (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.39 0.37 1.05 0.29 ít quan sát. Thêm vào đó, Hansen 9% 2233.198 D.{f(INF)-ln(INF*)} -1.95 0.94 -2.07 0.03 (2000) đề nghị tìm ngưỡng lạm (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.39 0.36 1.07 0.28 phát mục tiêu trong phạm vi mà 10% 2227.243 D.{f(INF)-ln(INF*)} -2.20 1.00 -2.20 0.02 chúng ta kỳ vọng, do vậy nhóm (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.39 0.36 1.07 0.28 nghiên cứu sẽ ước lượng mô hình 11% 2223.541 D.{f(INF)-ln(INF*)} -2.45 1.07 -2.28 0.02 2 và tính toán các trị số RSS tương (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.38 0.36 1.06 0.29 ứng với các giá trị INF* khác nhau 12% 2221.797 D.{f(INF)-ln(INF*)} -2.69 1.15 -2.33 0.02 trong phạm vi kỳ vọng của INF* từ (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.37 0.35 1.03 0.30 1% đến 15%. 13% 2222.248 D.{f(INF)-ln(INF*)} -2.90 1.24 -2.33 0.02 (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.35 0.35 1.00 0.31 Hồi quy mô hình 2 theo các 14% 2222.574 D.{f(INF)-ln(INF*)} -3.12 1.33 -2.33 0.02 giá trị INF* khác nhau tìm được (1-D).{f(INF)-ln(INF*)} 0.34 0.35 0.97 0.33 RSS đạt giá trị nhỏ nhất tại 15% 2223.059 D.{f(INF)-ln(INF*)} -3.33 1.42 -2.33 0.02 INF*=12%. Để đảm bảo ngưỡng tìm được này có ý nghĩa thống kê, trước khi đưa ra kết luận Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu ngưỡng lạm phát là 12%, nhóm nghiên cứu tiến hành kiểm định sự tồn tại của ngưỡng với giả Số 21 (31) - Tháng 03-04/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 29
8. Nghiên Cứu & Trao Đổi Bảng 6: Kết quả hồi quy theo các biến độc lập tại ngưỡng lạm phát 12% thiết: H0: β1=β2 và H1: β1≠β2. Kết quả kiểm định Wald cho thấy các giá trị p đều 0.05 nên không có ý GU 15.35758 2.903805 2.288777 0.0000 nghĩa thống kê. Để đảm bảo độ HU 25.68207 4.902844 5.238198 0.0000 tin cậy cao cho các kết quả hồi IN 7.589385 1.826878 4.154293 0.0000 quy, nhóm nghiên cứu tiến hành IS 35.64992 6.071025 5.872142 0.0000 kiểm tra sự cần thiết của các biến ME 23.87456 4.508634 5.295298 0.0000 (1-D).{f(INF)-ln(INF*)}, POP, PE 18.30871 3.113851 5.879763 0.0000 TOT. Kết quả các kiểm định biến PH 10.09396 2.083823 4.843962 0.0000 thừa cho thấy các trị số p của RO 19.40984 3.607047 5.381089 0.0000 kiểm định thừa biến đều>0.05, TH 13.47836 2.745653 4.908980 0.0000 do vậy nhóm nghiên cứu loại các TU 27.05684 4.520232 5.985719 0.0000 biến trên khỏi mô hình. Nguồn: Tính toán của nhóm nghiên cứu Trước khi kết luận mô hình tổng quát cuối cùng, lạm phát cao hơn ngưỡng sẽ gây tác động tiêu cực nhóm nghiên cứu kiểm tra xem giữa các biến độc đáng kể đến tăng trưởng kinh tế. lập trên có quan hệ tuyến tính với nhau hay không. 4.3. Thảo luận kết quả hồi quy đối với trường hợp Kết quả cho thấy các trị số giữa các biến độc lập đều VN nhỏ hơn 0.8 nên không xảy ra sự tương quan giữa các Theo mô hình hồi quy tổng quát 1: biến độc lập. Sử dụng phương pháp đồ thị để kiểm GDP = 49.72597 – 0.091939D(INF–INF*) – định phương sai nhiễu thay đổi, đồ thị biến thiên 9.293041IGDP + 0.539471INV + 14.19342AL của phần dư cho thấy các giá trị của phần dư dao + 13.52699AR + 22.91624BR + 25.32348CH động trong một khoảng xác định, do vậy theo nhóm + 19.2255CO + 2.086982GH + 15.44504GU nghiên cứu mô hình không có phương sai nhiễu + 25.79768HU + 7.665525IN + 35.78262IS + thay đổi. Sử dụng Durbin-Watson kinh nghiệm với 23.98445ME + 18.39755PE + 10.16423PH + 1 11% và bằng 0 lạm phát theo mô hình hồi quy tổng quát 2, nhóm trong các trường hợp còn lại. nghiên cứu tìm được ngưỡng lạm phát có ý nghĩa Theo mô hình hồi quy tổng quát 2: thống kê tại mức 12%. Khi lạm phát dưới ngưỡng GDP= 49.65507 – 2.234077D{f(INF)–ln(INF*)} 12%, tác động của lạm phát đến tăng trưởng kinh – 9.271040IGDP + 0.538730INV + 14.11071AL tế là không đáng kể do p-value [ (1-D).{f(INF)- + 13.45670AR + 22.82248BR + 25.21462CH ln(INF*)}]=0.2900>0.05. Với các giá trị lạm phát + 19.13246CO + 2.166505GH + 15.35758GU trên ngưỡng 12%, hệ số góc của D.{f(INF)-ln(INF*)} + 25.68207HU + 7.589385IN + 35.64992IS + đạt -2.234077 và giá trị p=0.0488<0.05 chứng tỏ khi 23.87456ME + 18.30871PE + 10.09396PH + 30 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 21(31) - Tháng 03-04/2015
9. Nghiên Cứu & Trao Đổi 19.40984RO + 13.47836TH + 27.05684TU + ε ta cho đến nay chủ yếu vẫn dựa vào (6) mở rộng đầu tư, nhưng đầu tư nhìn với INF*=12%, D=1 nếu INF>12% và bằng 0 trong các trường hợp chung lại kém hiệu quả, nhất là đầu còn lại. tư nhà nước”, trong khi nguồn vốn So sánh kết quả hồi quy sau cùng theo hai mô hình 1 và 2, ta nhận trong nước lại hạn chế, thu ngân thấy ngưỡng lạm phát, hệ số chặn và các hệ số góc của các biến giải sách có hạn đã gây sức ép gia tăng thích không có sự chênh lệch nhiều. Khi lạm phát trên ngưỡng tối ưu thì lạm phát tiền tệ. Tính chung mười tác động tiêu cực đáng kể đến tăng trưởng. Ngược lại, khi lạm phát dưới năm 2001-2010, đầu tư của khu ngưỡng thì tác động này là không rõ ràng. Trong cả hai mô hình 1 và 2, vực Nhà nước chiếm 42.5% trong giá trị tung độ gốc của VN đều nhỏ hơn hầu hết các nước do hệ số hồi quy tổng vốn đầu tư toàn xã hội và của các biến giả đại diện cho các quốc gia khác đều dương. Điều này có ngân sách nhà nước thường xuyên nghĩa là trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, với cùng một mức lạm bội chi với mức bội chi hàng năm phát, tăng trưởng kinh tế của VN yếu hơn các nước khác. Lí do có thể là trên dưới 5% GDP. Song trên thực bởi các “đặc điểm riêng biệt” của mỗi quốc gia. tế, những nguồn vốn đó đã không Thứ nhất, do chính sách quản lý của mỗi quốc gia khác nhau, trong đó được sử dụng hiệu quả do đầu tư có chính sách tỷ giá hối đoái. Ở VN, việc theo đuổi chính sách ổn định tỷ công dàn trải, trình độ quản lý điều giá đồng tiền trong bối cảnh lạm phát làm thâm hụt cán cân thương mại. hành hạn chế, sự thiên lệch trong Tuy Ngân hàng Nhà nước vẫn công bố VN theo đuổi chế độ tỷ giá thả nổi phân bổ các nguồn lực, hơn nữa có quản lý nhưng chế độ tỷ giá thực tế lại là chế độ neo tỷ giá với đồng còn xảy ra thất thoát, tham nhũng. đô la Mỹ với mức độ biến động khá nhỏ (Phạm Thị Hoàng Anh, 2013). Nhiều dự án kéo dài tiến độ, làm Vì vậy, khi dòng vốn nước ngoài chuyển về VN nhiều gây áp lực tăng tồn đọng vốn đầu tư, không tạo ra giá nội tệ so với ngoại tệ thì Ngân hàng Nhà nước sẽ mua vào ngoại tệ, từ giá trị tăng thêm cho nền kinh tế, đó tăng nội tệ vào lưu thông, gây nguy cơ lạm phát cho nền kinh tế. Hạn nhiều doanh nghiệp nhà nước làm chế của việc neo tỷ giá với đô la Mỹ thể hiện ở hình 1, khi mà tỷ giá thực ăn thua lỗ, lãng phí mà điển hình biến động mạnh (đặc biệt là từ năm 2003 đến năm 2009) thì tỷ giá danh như Tập đoàn công nghiệp tàu thủy nghĩa ít biến động qua các năm, làm giảm sức cạnh tranh của các doanh (Vinashin), Tổng công ty hàng hải nghiệp xuất khẩu của VN và tăng cầu hàng nhập khẩu. Các nước khác như VN (Vinalines), . Hệ số ICOR Turkey, Albania lại áp dụng chế độ tỷ giá thả nổi tự do, Indonesia áp dụng của VN ở mức cao trong tương chế độ tỷ giá thả nổi có quản lý. quan so sánh với các nước khác. Thứ hai, do hiệu quả kinh tế ở mỗi nước khác nhau, trong đó nhóm Cụ thể trong năm 2004, trong khi nghiên cứu đề cập đến hiệu quả của tiền vốn đầu tư. “Tăng trưởng của chúng ICOR của Thailand chỉ 4.9, của Philippines 5.2, Colombia 5.4, Hình 1: Diễn biến một số biến số kinh tế vĩ mô ở VN (1999-2009) Chile 6.8 thì ICOR của VN đến 6.9 (Ib Larsen, Huong Lan Pham, Martin Rama, 2004). Thứ ba, trình độ phát triển khoa học - công nghệ và chất lượng nguồn nhân lực của mỗi quốc gia khác nhau. Lực lượng lao động tri thức là động lực cho sự phát triển kinh tế và nâng cao năng lực cạnh tranh của quốc gia. Tuy nhiên, trong cơ cấu chi ngân sách qua các năm, các khoản chi cho giáo dục - đào tạo, khoa học - công nghệ còn hạn chế, phân bổ ngân sách chưa hợp lí, do đó chưa đáp ứng đầy đủ yêu cầu Nguồn: Đỗ Thị Kim Hảo (2010) Số 21 (31) - Tháng 03-04/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 31
10. Nghiên Cứu & Trao Đổi Nghiên Cứu & Trao Đổi phát triển kinh tế. Trong đánh giá xếp hạng Chỉ số đổi mới/sáng tạo toàn cầu của Tổ chức sở hữu trí tuệ toàn cầu phối hợp với một số đại công ty, tổ chức phi chính phủ năm 2013, VN tụt sâu xuống nửa dưới của thế giới, xếp thứ 76/141 quốc gia (INSEAD và WIPO, 2012). 5. Kết luận và gợi ý chính sách Kết luận Kết luận từ các kết quả được tính toán ở chương 4 cho thấy: đối với 17 nước đang phát triển hóa cơ chế, chính sách, ưu đãi về sách kích cầu của Chính phủ là bao gồm Albania, Armenia, thuế khóa, đất đai, . khối các doanh nghiệp nhà nước Brazil, Chile, Colombia, Ghana, Về lựa chọn mô hình tăng hơn là các doanh nghiệp tư nhân. Guatemala, Hungary, Indonesia, trưởng: Thực tế đã chứng minh Trong khi năng lực của khu vực Israel, Mexico, Peru, Philippines, mô hình tăng trưởng dựa vào thâm nhà nước còn yếu, vì vậy trong thời Romania, Thailand, Turkey, VN, dụng vốn đầu tư của VN trong thời gian tới, Chính phủ một mặt cần ngưỡng lạm phát tìm được ở mức gian qua là không hiệu quả khi lạm tiếp tục tái cấu trúc mạnh mẽ các 11%-12%. Khi lạm phát dưới phát tăng cao mà tăng trưởng vẫn doanh nghiệp nhà nước hoạt động ngưỡng này, tác động của lạm phát ở mức thấp, do vậy cần thiết phải kém hiệu quả, rà soát lại các dự án đến tăng trưởng kinh tế là không rõ lựa chọn một mô hình tăng trưởng đầu tư công để thu hồi hiệu quả từ ràng, và khi lạm phát trên ngưỡng đổi mới, dựa vào yếu tố khoa học các đồng vốn đã bỏ ra, đẩy nhanh này thì lạm phát tác động tiêu - công nghệ, nguồn nhân lực chất tiến độ các công trình đầu tư còn cực đến tăng trưởng kinh tế. Kết lượng cao. Về mặt dài hạn, định tồn đọng để nhanh chóng đưa vào quả hồi quy còn hạn chế do mẫu hướng chính sách cho mô hình sử dụng phục vụ phát triển kinh tế nghiên cứu chưa đồng đều, thời tăng trưởng nên xác định tỷ lệ tăng quốc gia, mặt khác nên tích cực tạo gian nghiên cứu chưa đủ dài. Tuy trưởng hợp lí, và không nên trông dựng môi trường cạnh tranh bình nhiên, nhóm nghiên cứu đã nỗ lực chờ vào chính sách mở rộng tiền đẳng giữa các doanh nghiệp thuộc giải thích sự khác biệt giữa VN với tệ, thay vào đó nên tận dụng triệt các thành phần kinh tế khác nhau, các nước khác. để nguồn vốn từ trong nền kinh tế đặc biệt là khu vực tư nhân. Một số đề xuất cho VN thông qua kênh trung gian là ngân Về phát triển giáo dục - đào tạo, Về chính sách tỷ giá hối đoái: hàng trở thành nguồn vốn đầu tư khoa học - công nghệ: Chính phủ Để hạn chế ảnh hưởng âm của lạm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bằng cần chi đúng mức và phân bổ ngân phát đến cán cân thương mại thông chính sách lãi suất hấp dẫn hơn, sách hiệu quả hơn cho giáo dục - qua chế độ neo tỷ giá với đô la Mỹ, tăng lãi suất tiền gửi tiết kiệm của đào tạo, dạy nghề, cũng như phát Ngân hàng Nhà nước nên điều cá nhân, tăng lãi suất kỳ hạn dài, triển trình độ khoa học - công nghệ hành tỷ giá theo chiều hướng linh thưởng vật chất, . hơn là tiếp tục chi phí cho việc đầu hoạt, cũng như nâng cao sức cạnh Về nâng cao hiệu quả của các tư công dàn trải nhưng không có tranh của các doanh nghiệp xuất hoạt động đầu tư: Chính phủ cần hiệu quả, đồng thời học hỏi kinh khẩu, đẩy mạnh xuất khẩu, kiểm cân nhắc đầu tư đúng đối tượng và nghiệm đào tạo của các nước phát soát nhập khẩu, tăng dự trữ ngoại tăng cường giám sát để phát huy triển hơn, cải cách, nâng cao chất hối. Việc điều hành tỷ giá linh hoạt hiệu quả của đồng tiền đầu tư cũng lượng đào tạo của VN bằng việc áp cần được thực hiện đồng bộ với các như giảm sức ép gây ra lạm phát. dụng các chương trình giảng dạy giải pháp ưu đãi về đầu tư nhằm Trong những năm qua, đối tượng tiên tiến, chăm lo phát triển nguồn duy trì nguồn vốn ODA, FDI tiếp thụ hưởng chính của các chính vốn con người - động lực cho tăng tục chảy vào VN như thông thoáng 32 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP Số 21(31) - Tháng 03-04/2015
11. Nghiên Cứu & Trao Đổi trưởng kinh tế quốc gia. Một số vấn đề cơ bản Về thực thi chính sách lạm phát mục tiêu: Trong quản lý điều hành (Tiếp theo trang 17) kinh tế vĩ mô, trước mắt Chính phủ cần cân đối giữa hai mục tiêu 3. Kết luận kiểm soát lạm phát - ổn định kinh Hiện nay, hội nhập quốc tế là một xu thế tất yếu lớn của thế giới cũng tế vĩ mô và tăng trưởng kinh tế, giữ đồng thời chỉ ra con đường phát triển không thể nào khác đối với các nước lạm phát ở mức độ vừa phải xoay trong thời đại toàn cầu hóa là tham gia hội nhập quốc tế. Chúng tôi cho quanh ngưỡng hiệu quả của nó rằng, việc ủng hộ và tham gia tích cực AEC sẽ giúp VN tăng cường vị thế phối hợp với kỳ vọng tăng trưởng và uy tín trên diễn đàn ASEAN cũng như các diễn đàn quốc tế khác, nắm ở mức độ hợp lí. Đồng thời, các bắt được những cơ hội và chủ động đối phó với những thách thức trong nhà làm chính sách cần cần tập tiến trình hợp tác khu vực nhằm mục tiêu phát triển kinh tế - xã hội. trung hoàn thiện và cập nhật hệ thống cơ sở dữ liệu đầy đủ và thực TÀI LIỆU THAM KHẢO hiện một nghiên cứu định lượng riêng cho trường hợp VN. Trong Lý Hoàng Ánh, Trần Mai Ước (2014) AEC - Những thách thức cơ bản và vấn đề đặt ra, HTKH thời gian tới, để có thể áp dụng “Bối cảnh quốc tế mới và tác động tới Cộng đồng kinh tế ASEAN”, Trường Đại học Kinh hoàn toàn chính sách lạm phát mục tế Luật, ĐHQG Tp.HCM tiêu mà VN đang định hướng theo Liên Hợp Quốc - Ủy ban kinh tế -xã hội Châu Á - Thái Bình Dương (1999), Những bài học từ kinh nghiệm tăng trưởng của khu vực Đông và Đông Nam Á, NXB Chính trị Quốc đuổi, cần tăng cường tính độc lập gia, Hà Nội. của Ngân hàng Nhà nước, đảm bảo Phạm Đức Thành (2002), Trương Duy Hòa, Kinh tế các nước Đông Nam Á thực trạng và triển Ngân hàng Nhà nước hoàn toàn vọng, NXB Khoa học xã hội. chủ động trong công tác điều hành ASEAN Economic Community Scorecard, ASEAN Secretariat, 3/2012 chính sách tiền tệ để đạt được mục Kazushi Shimizu (2011), The ASEAN Charter and the ASEAN Economic Community, Eco. tiêu lạm phát đề ra mà không còn J. of Hokkaido Univ., Vol.40 (2011), pp. 73-83 World Development Report 1997: The State in a Changing World, bị chi phối bởi các mong muốn của worldbank.org/handle/10986/5980 Chính phủ. TÀI LIỆU THAM KHẢO Akhtar Hossain và Anis Chowdhury (1996), Monetary and Financial Policies in Developing Countries: Growth Xây dựng chỉ số and Stabilization, Taylor & Francis e-Library. (Tiếp theo trang 22) Phạm Thị Hoàng Anh (2011), “Tác động của kiều hối tới lạm phát tại VN giai đoạn TÀI LIỆU THAM KHẢO 1996-2010”, Học viện ngân hàng, Hà Nội. Bahaj S., L. Nielsen & I. Lopes (2007). The New Euroland FCI: A Useful but Flawed Tool, Anderson, Dennis (1990), “Investment European Weekly Analyst, No 07/33, Goldman Sachs, September. and Economic Growth”, World Bernanke, Ben S., (1990). On the Predictive Power of Interest Rates and Interest Rate Spreads, Development, 18, pp. 1050-1079. New England Economic Review, November 1990, 51-68. Bloomberg (2012), Highest Inflation: Brave, S & R. A. Butters (2011). Monitoring Financial Stability: A Financial Conditions Index Countries, U.S.A. Approach. Economic Perspectives, First Quarter, Federal Reserve Bank of Chicago, pp. Bruce E. Hansen (1999), “Threshold effects 22-43. in non-dynamic pannels: Estimation, Burke, Orlaith. (2011). Statistical Methods. Autocorrelation. Non-Stationary Series. testing, and inference”, Journal of Department of Statistics. University of Oxford. Econometrics, 93(2), pp.365-368. D‘Antonio, P. (2008). A View of the U.S. Subprime Crisis, in DiClemente, R. and K. Bruce E. Hansen (2000), “Sample Schoenholtz, EMA Special Report, September, Citigroup Global Markets Inc., pp. 26- Splitting and Threshold Estimation”, 28. Econometrica, 68, pp.575-603. Davidson, Russell, & MacKinnon, James G. (2004). Econometric Theory and Methods. New York: Oxford University Press. p. 623 Số 21 (31) - Tháng 03-04/2015 PHÁT TRIỂN & HỘI NHẬP 33