Tăng trưởng kinh tế và thâm hụt ngân sách tại Việt Nam bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ nhân quả và hàm ý chính sách

Nội dung text: Tăng trưởng kinh tế và thâm hụt ngân sách tại Việt Nam bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ nhân quả và hàm ý chính sách

1. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VÀ THÂM HỤT NGÂN SÁCH TẠI VIỆT NAM: BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM VỀ MỐI QUAN HỆ NHÂN QUẢ VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH ECONOMIC GROWTH AND BUDGET DEFICIT: CAUSALITY EMPERICAL EVIDENCE AND POLICY IMPLICATIONS Nguyễn Thị Mỹ Linh1 Ngày nhận: 10/4/2018 Ngày nhận bản sửa: 27/4/2018 Ngày đăng: 5/8/2018 Tóm tắt Bài viết này nghiên cứu mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam bằng mô hình hình véc tơ hiệu chỉnh sai số VECM (Vector Error Correction Model). Kết qu ả kiểm định đồng liên kết cho thấy trong dài hạn thâm hụt ngân sách có tác động nghịch chiều và thể chế có tác động thuận chiều đến tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, thông qua kiểm định nhân quả Granger, độ mở thương mại và thể chế có quan hệ nhân quả hai chiều với thâm hụt ngân sách. Do đó, Chính phủ cần có chính sách giảm thâm hụt và cải thiện chất lượng thể chế để thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, khi chất lượng thể chế được nâng lên và mở cửa nền kinh tế sẽ góp phần làm giảm áp lực thâm hụt ngân sách. Từ khóa: Tăng trưởng kinh tế; Thâm hụt ngân sách; VECM. Abstract The purpose of this study is investigate the relationship between budget deficits and economic growth in Vietnam using the Vector Error Correction Model (VECM) in Vietnam. The result of co- integration test shows that budget deficit has a negative impact and institutions have a positive impact on economic growth in the long run. In addition, by employing the Granger causality test, both openess of the economy and institution have a causal correlation with budget deficit. Therefore, the government should adopt those policies lowering deficit and improve institutional quality to boost economic growth. That institutional quality rises up, and the economy opens will contribute to reduce the pressure on budget deficit. Keywords: Economic growth; Budget deficit; VECM. 1 Trường Đại học Tài chính – Marketing 7
2. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 1. Giới thiệu thị trường vốn, kéo theo sự suy giảm trong đầu tư tư nhân. Như vậy, thâm hụt ngân Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế sách không những gây nên áp lực gia tăng và thâm hụt ngân sách là một vấn đề được lãi suất, mà còn tạo ra một tác động ngược quan tâm nghiên cứu cùng với sự phát đến tăng trưởng. Trong khi đó, trường phái triển của tài chính công. Mối quan hệ này Keynesian cung cấp một lập luận thiên về đã được đề cập trong một số lý thuyết hiệu ứng đám đông bằng cách quan tâm cũng như đã có vô số kiểm định thực đến các ảnh hưởng mở rộng của thâm hụt nghiệm sau đó minh chứng. ngân sách. Keynes cho rằng thâm hụt ngân Tuy nhiên, có sự không đồng nhất sách được tài trợ bằng vay mượn sẽ làm trong quan điểm của các nhà kinh tế học cho sản lượng đầu ra gia tăng thông qua số về nền tảng phân tích và kết quả nghiên nhân. Khung phân tích của trường phái cứu thực nghiệm khi nghiên cứu vấn đề Keynesian truyền thống không phân biệt gia tăng thâm hụt ngân sách mang lại tác thâm hụt tài khóa bởi chi tiêu dùng hay chi động tích cực, tiêu cực hay trung lập đến đầu tư, cũng không phân biệt các nguồn tăng trưởng kinh tế. Cơ sở lý luận cho mối lực tài trợ thâm hụt tài khóa thay thế thông quan hệ này là ba trường phái kinh tế tân qua tiền tệ hóa hay vay mượn trong và cổ điển, trường phái Keynesian và trường ngoài nước. Tuy nhiên trường phái này phái Ricardian. cũng cho rằng tổng cầu gia tăng sẽ làm gia Trường phái Tân cổ điển cho rằng bộ tăng lợi nhuận của đầu tư tư nhân, kéo phận cấu thành nên thâm hụt ngân sách theo đầu tư cao hơn ở bất kỳ mức lãi suất xuất phát nguồn thu thường xuyên từ thuế nào. Như vậy, thâm hụt ngân sách không bị suy giảm. Điều này ngụ ý về một sự sụt lấn át đầu tư tư nhân do đó mà kinh tế sẽ giảm trong tiết kiệm ngân sách hoặc sự gia tăng trưởng. Khác biệt với hai trường phái tăng trong chi tiêu vào tiết kiệm của khu trên, quan điểm của trường phái Ricardian vực Chính phủ. Từ đó tạo nên sự ảnh cho rằng thâm hụt tài khóa được cho là có hưởng bất lợi cho tăng trưởng kinh tế nếu tính trung lập khi xem xét tác động của nó sự sụt giảm của tiết kiệm Chính phủ không đến tăng trưởng. Việc tài trợ cho thâm hụt được bù đắp bởi sự gia tăng trong tiết chỉ bằng phương thức hoãn thuế. Mức kiệm tư nhân, dẫn đến kết quả về một sự thâm hụt trong bất kỳ giai đoạn nào luôn sụt giảm trong tỷ lệ tiết kiệm tổng thể. Các luôn bằng đúng giá trị hiện tại của các nhà kinh tế học Tân cổ điển cho rằng thị khoản thuế trong tương lai, được bù đắp trường không có trở ngại và lao động sẽ bằng sự gia tăng của các khoản nợ tài trợ đạt mức toàn dụng. Thâm hụt ngân sách sẽ thâm hụt. Nói cách khác, chi tiêu Chính làm gia tăng tiêu dùng trong suốt cuộc đời phủ phải được trả, dù ở thời điểm hiện tại của cá nhân bằng việc chuyển dịch thuế hoặc tương lai, và giá trị hiện tại của chi cho các thế hệ tương lai. Tiêu dùng tăng tiêu phải bằng với giá trị hiện tại của các lên hàm ý một sự giảm sút trong tiết kiệm khoản thu từ thuế và phi thuế. Thâm hụt và lãi suất phải tăng lên để cân bằng trong tài khóa là công cụ hữu hiệu làm bằng 8
3. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 phẳng các cú sốc thu ngân sách thường Knack và Keefer (1995) nghiên cứu về xuyên, nhằm đáp ứng yêu cầu chi tiêu bất mối quan hệ giữa thể chế, đầu tư tư nhân, thường, phương thức tài trợ mà thông qua chi tiêu chính phủ, trình độ học vấn và đó, thuế sẽ mở rộng trong một khoảng thời hiệu quả hoạt động của nền kinh tế Hoa gian. Thâm hụt ngân sách như vậy không Kỳ giai đoạn 1974 – 1989 bằng cách sử có tác động đến tổng cầu nếu quyết định dụng phương pháp hồi quy thông thường. chi tiêu của hộ gia đình dựa trên giá trị Trong đó, biến thể chế được lấy từ nguồn hiện tại của thu nhập có tính đến giá trị ICGR (International Country Risk Guide) hiện tại của các nghĩa vụ thuế tương lai. và BERI (Business Environment Risk Ngoài ra, sự sụt giảm của tiết kiệm Chính Intelligence). Trong đó, tác động của bảo phủ hiện tại ngụ ý rằng thâm hụt tài khóa vệ quyền tài sản đến nền kinh tế được xem bù đắp bởi tiết kiệm tư nhân làm cho tiết xét thông qua xem xét các chỉ số được kiệm quốc gia và đầu tư không thay đổi. cung cấp bởi các chủ thể đánh giá rủi ro Do đó, cũng không gây ảnh hưởng đến lãi quốc gia đến các nhà đầu tư tiềm năng suất thực. Tương đương Ricardian được nước ngoài. Các chỉ số bao gồm tính bắt đưa ra với giả định rằng các cá nhân trong buộc thi hành hợp đồng và rủi ro mất nền kinh tế có khả năng dự tính trong quyền sở hữu. Bằng cách sử dụng các biến tương lai, họ có tỷ lệ chiết khấu tương trên, nghiên cứu cho thấy rằng bảo vệ đương với tỷ lệ chiết khấu của Chính phủ quyền tài sản có tác động lớn đến đầu tư về chi tiêu và họ hoàn toàn có tầm nhìn dài và tăng trưởng. hạn khi đánh giá giá trị hiện tại của thuế Hasan và cộng sự (2009) nghiên cứu tương lai. vai trò của thể chế pháp lý, chiều sâu tài Như vậy, có ba quan điểm khác nhau chính và vấn đề đa nguyên đến tăng về mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách trưởng kinh tế trên cơ sở sử dụng dữ liệu và tăng trưởng kinh tế. Những bằng chứng bảng đối với 31 tỉnh của Trung Quốc giai nghiên cứu thực nghiệm cũng cho thấy đoạn 1986 – 2002. Nghiên cứu cho rằng, những kết quả khác nhau tại những quốc đối với các nền kinh tế chuyển đổi, các gia trong những khoảng thời gian cụ thể. vấn đề thể hiện cho sự phát triển thể chế Việc kiểm định mối quan hệ hai chiều rất quan trọng như: sự thừa nhận nền kinh giữa hai yếu tố này tại Việt Nam sẽ cung tế thị trường, sự xác lập bảo vệ quyền tài cấp cho các cơ quan quản lý vĩ mô cái sản, tăng trưởng tín dụng khu vực tư, sự nhìn về sự tác động qua lại giữa chúng, phát triển của các định chế tài chính và thị làm cơ sở cho việc hoạch định chính sách trường, sự thiết lập cơ chế đảm bảo quyền tương lai. tài sản và sự tự do hóa thể chế chính trị. 2. Tổng quan các nghiên cứu về mối Nghiên cứu này đã phát triển và đo lường quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và các yếu tố này thành các biến giải thích tăng trưởng kinh tế trong mô hình hồi quy để giải thích cho sự tăng trưởng kinh tế địa phương. Bằng 9
4. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 chứng cho thấy sự phát triển của thị tín dụng nội địa khu vực tư. Để đánh giá trường tài chính, môi trường pháp lý, sự hệ số hồi quy của các biến trong mô hình, nhận thức về bảo vệ quyền tài sản và vấn tác giả sử dụng mô hình hiệu ứng cố định đề đa nguyên có mối liên kết chặt với sự (FEM - Fixed effect model) cho dữ liệu tăng trưởng kinh tế địa phương mạnh mẽ bảng trong khoảng thời gian từ 2001 – hơn tại Trung Quốc. 2013. Bên cạnh đó, để đảm bảo tính vững Javid và Arif (2010) nghiên cứu ảnh cho các ước lượng, phương pháp bình hưởng của các yếu tố kinh tế, chính trị và phương tối thiểu tổng quát (GLS – thể chế đến tính bất ổn của thâm hụt ngân Generalised least square) cũng được sử sách của một số các quốc gia Châu Á từ dụng trong các kết quả ước lượng. Kết quả năm 1984 đến năm 2000. Kết quả nghiên thực nghiệm cho thấy thâm hụt ngân sách, cứu cho thấy mức thu nhập cao, sự gia tín dụng khu vực tư tác động tiêu cực đến tăng lạm phát và mức độ thâm hụt ngân tăng trưởng kinh tế, đầu tư nước ngoài tác sách/GDP có mối liên hệ với tính bất ổn động tích cực đến tăng trưởng kinh tế, còn của ngân sách. Sự bùng nổ của các cú sốc lạm phát thì không có ý nghĩa thống kê. từ bên ngoài khiến cho thâm hụt ngân sách Onwioduokit (2016) nghiên cứu xác càng bất trở nên bất ổn định. Tuy nhiên, định các nhân tố ảnh hưởng đến tăng những quốc gia có tỷ lệ tăng trưởng dân số trưởng kinh tế và mối quan hệ giữa thâm cao lại có mức bất ổn thâm hụt ngân sách hụt ngân sách với tăng trưởng kinh tế tại ít hơn. Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra Sierra Leone bằng việc sử dụng kỹ thuật rằng các yếu tố ổn định chính trị, dân chủ, ước lượng OLS cho dữ liệu chuỗi thời cải tiến xã hội và điều kiện kinh tế ở mức gian trong vòng 30 năm. Các biến độc lập cao sẽ làm giảm tính bất ổn của thâm hụt được sử dụng gồm tổng vốn đầu tư đại ngân sách. Mức độ tham nhũng cao và diện cho sự tăng trưởng thị trường vốn, số chất lượng thể chế thấp làm cho mức độ đăng ký học trường trung học đại diện cho thâm hụt ngân sách dao động mạnh hơn. lực lượng lao động, tỷ lệ lạm phát, lãi suất Từ đó nghiên cứu đưa ra hàm ý quan trọng cho vay, M2/GDP đo lường cho độ sâu tài bằng cách cải tiến chất lượng thể chế, tạo chính, tỷ giá, độ mở của nền kinh tế đo nên một môi trường kinh tế ổn định và bằng xuất khẩu cộng với nhập khẩu trên nâng cao mức độ dân chủ sẽ đảm bảo cho GDP. Bằng chứng cho thấy tồn tại mối thâm hụt tài khóa ổn định hơn và tạo ra tác quan hệ thuận chiều giữa hai yếu tố này. động tích cực cho tăng trưởng kinh tế Nghiên cứu đề xuất thâm hụt tài khóa nên trong dài hạn. hướng tới cơ sở hạ tầng kinh tế và xã hội Đặng Văn Cường và Phạm Lê Trúc quan trọng như năng lượng và giao thông Quỳnh (2015) phân tích tác động của thâm nhằm tối ưu hóa tác động tích cực của hụt ngân sách đến tăng trưởng kinh tế tại thâm hụt, Chính phủ nên thực hiện chính một số nước Đông Nam Á bên cạnh các sách kinh tế hỗn hợp đảm bảo lạm phát yếu tố về lạm phát, đầu tư nước ngoài và không quá cao mà tăng trưởng kinh tế 10 0
5. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 không bị chững lại. Chính sách thu hút thể chế cũng được giả thiết là có tác động vốn đầu tư nước ngoài, gia tăng tiết kiệm thuận chiều đến tăng trưởng, bởi bất kỳ trong nước cũng cần được theo đuổi để giao dịch kinh tế nào thực chất cũng là kích thích tăng trưởng hơn nữa. Tín dụng giao dịch về dịch chuyển các quyền về tài cấp cho khu vực tư và chi phí vay mượn sản. Do đó, nếu các quyền về tài sản cũng cần được đáp ứng nhằm đẩy mạnh không được xác định rõ ràng và không đầu tư và tăng trưởng đầu ra. được bảo vệ thì chi phí phát sinh sẽ lớn và Như vậy, các nghiên cứu trong và như vậy sẽ không khuyến khích các giao ngoài nước đã được thực hiện nhằm xác dịch kinh tế xảy ra, làm hạ thấp giá trị của định mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách tài sản trên thị trường, không khuyến và các yếu tố vĩ mô khác như lãi suất, tỷ khích đầu tư làm tăng giá trị tài sản, có thể giá, đầu tư, độ mở của nền kinh tế, chiều dẫn đến phân bổ nguồn lực không hiệu sâu tài chính, thể chế với tăng trưởng kinh quả. Từ đó, mô hình nghiên cứu được đề tế ở quy mô một quốc gia. Tuy nhiên, tại xuất như sau: Việt Nam việc nghiên cứu mối quan hệ Yt = A1 Yt-1 + A2 Yt-2+ + Ap Yt-p + st + giữa tăng trưởng kinh tế và thâm hụt ngân ut (1) sách chưa xem xét đến độ mở thương mại Trong đó, Yt là véc tơ gồm 4 biến nội và đặc biệt là thể chế. Do đó mục tiêu của sinh gồm tốc độ tăng trưởng kinh tế bài viết này là tìm ra mối quan hệ nhân (GDPG), thâm hụt ngân sách ( logarit tự quả giữa các yếu tố này. nhiên của thâm hụt ngân sách – LBUD), 3. Mô hình nghiên cứu và phương pháp độ mở thương mại (EIG) và bảo vệ quyền ước lượng tài sản (PRI), Ai là ma trận cấp 3x3 tham 3.1 Mô hình nghiên cứu số, ut là véc tơ nhiễu trắng và st là véc tơ hằng số. Dữ liệu được lấy theo năm giai Mục tiêu của bài viết này là xem xét đoạn 1996 – 2016, trong đó tốc độ tăng mối quan hệ hai chiều giữa tăng trưởng trưởng kinh tế, thâm hụt ngân sách và độ kinh tế và thâm hụt ngân sách. Bên cạnh mở thương mại được thu thập từ Ngân đó, trên nền tảng nghiên cứu của Knack và hàng Phát triển châu Á (ADB). Riêng biến Keefer (1995), Onwioduokit (2016), yếu bảo vệ quyền tài sản, một dẫn xuất của thể tố thể chế và mở cửa nền kinh tế. Trong chế được cung cấp bởi các tổ chức cung đó, độ mở thương mại dẫn xuất cho mở cấp dịch vụ như ICGR, BERI, Polity IV, cửa kinh tế tính bằng giá trị xuất khẩu Freedom house. Do giới hạn về nguồn dữ cộng nhập khẩu trên GDP được giả thiết là liệu, biến bảo vệ quyền tài sản được thu có tác động thuận chiều đến tăng trưởng thập từ trang web heritage.org. Theo đó, kinh tế. Nếu nền kinh tế càng mở thì càng chỉ số bảo vệ quyền tài sản được đánh giá có nhiều khả năng thu hút nguồn vốn đầu dựa theo một số nguồn như Diễn đàn Kinh tư nước ngoài, làm gia tăng đầu tư và tăng tế thế giới, Báo cáo cạnh tranh toàn cầu, trưởng kinh tế. Đặc biệt yếu tố bảo vệ Ngân hàng Thế giới Chỉ số này phản ánh quyền tài sản, một dẫn xuất cho chất lượng 11
6. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 mức độ mà khung pháp lý của một quốc nhân và mức độ tôn trọng các luật này. Nó gia cho phép các cá nhân để tích lũy tài cũng đánh giá khả năng tài sản cá nhân sẽ sản cá nhân một cách tự do, được đảm bảo bị Nhà nước thu giữ. Việc bảo vệ pháp bởi luật rõ ràng mà Chính phủ thực thi có luật về tài sản càng hiệu quả, điểm số của hiệu quả. Dựa vào kết hợp số liệu điều tra quốc gia càng cao. Tương tự như vậy, cơ và đánh giá độc lập, chỉ số cung cấp một hội chiếm hữu tài sản của Chính phủ nhiều thước đo định lượng mức độ mà luật pháp hơn, điểm số của một quốc gia thấp hơn. của một quốc gia bảo vệ quyền sở hữu tư 4. Kết quả nghiên cứu và bàn luận 4.1 Thống kê mô tả Bảng 1: Thống kê mô tả giá trị gốc của các biến trong mô hình BUD GDPG EIG PRI Mean -49972.40 0.066451 1.208849 0.115909 Median -13294.50 0.063720 1.231552 0.100000 Maximum 13000.00 0.095400 1.748522 0.150000 Minimum -190940.0 0.047400 0.720864 0.100000 Std. Dev. 70707.16 0.012243 0.324383 0.023837 Skewness -1.243975 0.882654 -0.045631 0.780720 Kurtosis 2.871385 3.396513 1.832046 1.609524 Jarque-Bera 5.689233 3.000741 1.258074 4.007226 Probability 0.058157 0.223047 0.533105 0.134847 Sum -1099393 1.461930 26.59468 2.550000 Sum Sq. Dev. 1.05E+11 0.003148 2.209714 0.011932 Observations 22 22 22 22 Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.1 Thống kê mô tả cung cấp thông tin H1: Biến không có phân phối chuẩn. Giá khái quát về bộ số liệu nghiên cứu giai trị xác xuất (Probability) của các biến đều đoạn 1995 – 2016. Theo kết quả này, tốc lớn hơn 0.05, giả thuyết H0 được chấp độ tăng trưởng kinh tế bình quân hàng nhận nghĩa là các biến đều có phân phối năm là 6,6%, giá trị lớn nhất là 9,5% và chuẩn. giá trị nhỏ nhất là 4,7%. Trong giai đoạn 4.2 Kiểm định tính dừng đó, thâm hụt ngân sách trung bình là - Hầu hết các chuỗi thời gian đều không 49.972,40 tỷ đồng, mức thâm hụt lớn nhất dừng tại bậc I(0). Do đó, trước khi phân là -190.940 tỷ đồng. Ngân sách đạt mức tích cần phải kiểm định chuỗi thời gian có thặng dư tốt nhất là 13.000 tỷ đồng (vào dừng hay không. Tính dừng của dữ liệu năm 2006). Bên cạnh đó, kết quả thể hiện chuỗi thời gian có ý nghĩa quyết định hiệu chỉ số độ nhọn của phân phối (Kurtosis) có quả của phương pháp ước lượng được sử chênh lệch nhưng không đáng kể. Thống dụng. Nếu chuỗi thời gian không dừng thì kê Jacque – Bera dùng để kiểm định các giả định của phương pháp Ordinary Least biến có phân phối chuẩn hay không với Square (OLS) không thỏa mãn. Theo đó, giả thuyết H0: biến có phân phối chuẩn và các kiểm định t hoặc kiểm định F không 12
7. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 có hiệu lực. Kết quả kiểm định tính dừng trong mô hình đều là chuỗi không dừng ở theo phương pháp Augment Dickey and chuỗi gốc mà dừng ở sai phân bậc 1. Fuller (ADF) cho thấy các chuỗi thời gian Bảng 2: Kết quả kiểm định tính dừng ADF Giá trị tới hạn Biến số Gốc Sai phân bậc 1 1% 5% 10% GDPG -1.908509 -11.18342 -3.808546 -3.020686 -2.650413 (0.3219) (0.0000) LBUD -1.537725 -5.022005 -3.788030 -3.012363 -2.646119 (0.4955) (0.0008) EIG -0.162266 -5.529183 -3.831511 -3.029970 -2.655194 (0.9283) (0.0003) PRI -0.622700 -4.472136 -3.808546 -3.020686 -2.650413 (0.8453) (0.0024) Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.1, dấu , , *: ký hiệu lần lượt cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, và 10%. 4.3 Xác định bậc trễ thích hợp lựa chọn bậc trễ tối ưu là các tiêu chuẩn Akaike Information Criterion (AIC), Trong phân tích với dữ liệu chuỗi thời Schwart Bayesian Criterion (SC) và gian, việc xác định bậc trễ thích hợp có vai Hannan – Quinn Information Criterion trò quan trọng. Nếu bậc trễ quá dài thì các (HQ). Theo AIC, SC và HQ, bậc trễ tối ưu ước lượng sẽ không hiệu quả. Ngược lại, là bước trễ có chỉ số nhỏ nhất. Kết quả nếu bậc trễ quá ngắn thì phần dư của ước kiểm định cho thấy cả ba tiêu chuẩn AIC, lượng không thỏa mãn tính nhiễu trắng SC và HQ đều cho kết quả bậc trễ thích làm sai lệch kết quả phân tích. Căn cứ để hợp nhất là bậc 1. Bảng 3: Kết quả xác định bước trễ thích hợp Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 65.70307 NA 2.12e -09 -5.781245 -5.532549 -5.727271 1 149.4627 119.6566* 8.55e-12* -11.37740* -9.885221* -11.05356* Ngu ồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.1, dấu , , *: ký hi ệu lần lượt cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, và 10%. 4.4 Kiểm định nhân quả Granger Kiểm định nhân quả Granger được sử động đến Y và H1: X tác động lên Y. Nếu dụng nhằm xem xét mối quan hệ nhân quả giả thuyết H0 bị bác bỏ điều đó có ý nghĩa giữa hai biến X và Y, là theo hai chiều rằng X có tác đến Y và ngược lại. Kiểm hướng với giả thuyết H0: X không tác định này được thực hiện trên các chuỗi 13
8. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 thời gian dừng, bậc trễ được chọn dựa theo Như vậy thâm hụt ngân sách có mối quan tiêu chuẩn AIC, SC và HQ. Kết quả cho hệ nhân quả với độ mở thương mại và bảo thấy tồn tại mối quan hệ hai chiều giữa vệ quyền tài sản, còn độ mở thương mại EIG và LBUD, giữa PRI và LBUD; và có tác động đến tốc độ tăng trưởng của mối quan hệ một chiều từ EIG đến GPPG. nền kinh tế. Bảng 4: Kết quả kiểm định nhân quả Granger STT Giả thuyết H0 Prob. 1 LBUD không tác động tới GDPG 0.5591 2 GDPG không tác động tới LBUD 0.5726 3 EIG không tác động tới GDPG 0.0622* 4 GDPG không tác động tới EIG 0.4296 5 PRI không tác động tới GDPG 0.2560 6 GDPG không tác động tới PRI 0.5796 7 EIG không tác động tới LBUD 0.0473 8 LBUD không tác động tới EIG 0.0216 9 PRI không tác động tới LBUD 0.0386 10 LBUD không tác động tới PRI 0.0278 11 PRI không tác động tới EIG 0.2066 12 EIG không tác động tới PRI 0.4940 Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.1, dấu , , *: ký hiệu lần lượt cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, và 10%. 4.5 Kiểm định đồng liên kết Johansen hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Do đó, kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Việc hồi quy các chuỗi thời gian Johansen và Juselius được thực hiện, áp không dừng thường dẫn đến kết quả hồi dụng nguyên tắc cực đại nhằm xác định sự quy giả mạo. Tuy nhiên, theo Engle và tồn tại của các vectơ đồng liên kết giữa Granger (1987) nếu kết hợp tuyến tính của các dãy số thời gian. Kết quả kiểm định các chuỗi thời gian không dừng có thể là chỉ ra giả thuyết có ít nhất một mối quan một chuỗi dừng và các chuỗi thời gian hệ đồng liên kết được chấp nhận, tức tồn không dừng đó được cho là có đồng liên tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các kết và có thể được giải thích như mối quan biến với mức ý nghĩa 5%. 14
9. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 Bảng 5: Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen Phương pháp: Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace Statistic 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Critical Value Prob. None * 0.735268 55.45841 55.24578 0.0479 At most 1 0.617707 28.87768 35.01090 0.1948 At most 2 0.323749 9.646315 18.39771 0.5150 At most 3 0.087097 1.822508 3.841466 0.1770 Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.1, dấu , , *: ký hiệu lần lượt cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, và 10%. Nếu như kiểm định Granger được thực hiện trên chuỗi thời gian dừng thì kiểm định Johansen được tiến hành trên chuỗi dữ liệu gốc. Phương trình đồng liên kết như sau: GDPG = .784049 -1.955830 LBUD + 1.682562 EIG + 109.0236 PR [-4.53486] [ 1.23944] [ 4.31895] với các số trong ngoặc là thống kê t Phương trình trên cho thấy thâm hụt tăng lên của chất lượng thể chế có thể làm ngân sách có tác động ngược chiều đến tăng 109% tăng trưởng, cho thấy mức độ tăng trưởng tương đồng với quan điểm tác động của yếu tố thể chế đến tăng trường phái Keynesian, nghiên cứu của trưởng kinh tế là rất lớn trong dài hạn. Huỳnh Thế Nguyễn và cộng sự (2016). 4.6 Mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số Trong khi đó thể chế có tác động thuận VECM (Vector Error Correction Model) chiều, nhất quán với nghiên cứu của Knack và Keefer (1995). Trong điều kiện Do tồn tại đồng liên kết giữa các biến các yếu tố khác không đổi, 1% sự tăng lên nghiên cứu, mô hình VECM được áp dụng của thâm hụt ngân sách có thể làm giảm để xem xét mối quan hệ giữa các biến khoảng 1,95% tăng trưởng kinh tế; 1% trong ngắn hạn. Bảng 6: Kết quả ước lượng mô hình VECM Error correction D(GDPG) D(LBUD) -0.335828 0.425540 CointEq1 (0.28256) (0.13678) [-1.18851] [ 3.11114] -0.572861 -0.258456 D(GDPG(-1)) (0.23199) (0.11230) [-2.46932] [-2.30149] 15
10. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 -0.359043 -0.225421 D(LBUD(-1)) (0.53090) (0.25699) [-0.67629] [-0.87715] 1.103532 -6.143911 D(EIG(-1)) (6.03699) (2.92232) [ 0.18279] [-2.10241] 8.959941 -38.22952 D(PRI(-1)) (35.3175) (17.0961) [ 0.25370] [-2.23616] Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.1, dấu , , *: ký hiệu lần lượt cho các mức ý nghĩa 1%, 5%, và 10%. Kết quả ước lượng mô hình VECM 0.42% sự mất cân bằng của thâm hụt ngân cho thấy trong hàm tăng trưởng kinh tế, hệ sách ở năm trước sẽ được điều chỉnh ở số thống kê t của biến D(GDPG(-1)) có ý năm tiếp theo. Tuy nhiên, giá trị EC không nghĩa thống kê ở mức 5%. Với độ trễ một lớn cho thấy sự điều chỉnh mất cân bằng giai đoạn, chứng tỏ D(GDPG) trong quá còn chậm. Nếu có cú sốc thì sự mất cân khứ có thể giải thích cho D(GDPG). Trong bằng thâm hụt ngân sách sẽ lâu hồi phục. khi đó ở hàm thâm hụt ngân sách, hầu hết 4.7 Tính ổn định của mô hình hệ số của các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê, ngoại trừ hệ số của D(LBUD(- Mô hình được xem là ổn định nếu có 1)). Tăng trưởng kinh tế, độ mở thương phần dư là một chuỗi dừng và tất cả các mại và bảo vệ quyền tài sản đều có ảnh nghiệm của đa thức đặc trưng đều nằm hưởng nghịch chiều đến thâm hụt ngân trong vòng tròn đơn vị hay các mô đun tính toán được đều có giá trị nhỏ hơn 1. sách ở độ trễ 1 năm. Phần hiệu chỉnh sai số Error Correction (EC) của phương trình Kết quả cho thấy không có nghiệm nào trong dài hạn tồn tại có ý nghĩa thống kê nằm ngoài vòng tròn đơn vị, tức mô hình 1% với hệ số bằng 0.42 cho thấy khoảng này đáp ứng tính ổn định. 16
11. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.1 5. Kết luận và hàm ý chính sách để hoàn thiện hệ thống pháp luật, đảm bảo quyền sở hữu tư nhân của mọi chủ thể. Chủ đề nghiên cứu về quan hệ giữa Việc Chính phủ đảm bảo việc thực thi các tăng trưởng kinh tế và thâm hụt ngân sách hợp đồng tư nhân theo đúng quy định của tuy đã có nhiều kết quả thực nghiệm xét pháp luật một cách công bằng giữa các trong phạm vi quy mô một quốc gia hoặc chủ thể là rất cần thiết để đảm bảo tính nhiều quốc gia. Tuy nhiên tại Việt Nam, toàn vẹn của thị trường. các nghiên cứu chưa xem xét đến yếu tố bảo vệ quyền tài sản, một dẫn xuất của Thông qua kiểm định nhân quả chất lượng thể chế. Trong bài viết này, kết Granger, nghiên cứu cho thấy độ mở quả phân tích cho thấy trong dài hạn thâm thương mại và thể chế có quan hệ nhân hụt ngân sách có tác động nghịch chiều và quả hai chiều với thâm hụt ngân sách. Vậy bảo vệ quyền tài sản có tác động thuận thông qua nâng cao chất lượng thể chế, chiều đến tăng trưởng kinh tế. Như vậy, để một mặt sẽ góp phần tăng trưởng kinh tế thúc đẩy kinh tế tăng trưởng bền vững, cần mặt khác sẽ góp phần làm giảm thâm hụt có chính sách giảm thâm hụt và đặc biệt là ngân sách. Bên cạnh đó, gia tăng mở cửa, cải thiện chất lượng thể chế. Do đặc điểm hội nhập kinh tế với khu vực và thế giới, của một nền kinh tế chuyển đổi và đang tăng cường giao thương, có chính sách phát triển, quá trình hoàn thiện thể chế khuyến khích hoạt động xuất khẩu nhằm kinh doanh diễn ra còn chậm so với cam thúc đẩy nền sản xuất nội địa sẽ góp phần kết hội nhập về mức độ tự do hóa thương làm giảm áp lực cho ngân sách nhà nước. mại và đầu tư. Cải cách thể chế đã được đề Như vậy, bài viết đã có các phát hiện cập trong Nghị quyết của Đại hội Đảng lần đáng bàn luận, tuy nhiên không thể tránh thứ 12, việc tiếp theo là Chính phủ cần khỏi một số hạn chế nhất định về độ dài tiếp tục thực hiện mạnh mẽ các biện pháp của mẫu dữ liệu, và mô hình nghiên cứu 17
12. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính – Marketing số 46, tháng 8/2018 chưa xét các biến kiểm soát quan trọng đối bổ sung thêm biến kiểm soát và số quan với tăng trưởng kinh tế như đầu tư, tín sát được tăng lên là một cách mở rộng lý dụng nội địa, chính sách tiền tệ, nguồn tưởng cho bài viết này. nhân lực. Hướng nghiên cứu tiếp theo có Tài liệu tham khảo Tiếng Anh Fallick, BK (1992). Job search in more than one labor market. Economic Inquiry, 30(4): 742–745. Hoang H. Phe và P. Wakely, (2000). Status, Quality and the Other Trade-off: Towards a New Theory of Urban Residential Location. Urban Studies, Vol. 37, No. 1, 7- 35, 2000. Li, W.F. (2004). The Impact of Pricing on Time-on-market in High-rise Multiple-unit Residential Developments. Pacific Rim Property Research Journal, 10(3), 305–27. McCall. JJ (1970). Economics of information and job search. Quarterly Journal of Economics 84(1): 113–126. Qiu, Leiju và Yong Tu, (2014). Information and Housing Search: Theory and Evidence from China Market. IRES Working Paper Series, IRES 2014-018. Tu, Y., Pei Li và Leiju Qiu, (2016). Housing search and housing choice in urban China. Urban Studies Journal, Volume: 54 issue: 8, page(s): 1851-1866. Zuehlke, T.W., (1987). Duration Dependence in the Housing Market. Review of Economics and Statistics, 69(4), 701–704. 18