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

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