Luận văn Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam

75 trang phuongnguyen 2110

Download

Bạn đang xem 20 trang mẫu của tài liệu "Luận văn Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam", để tải tài liệu gốc về máy bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên

Tài liệu đính kèm:

luan_van_tac_dong_cua_no_nuoc_ngoai_den_tang_truong_kinh_te.pdf

Nội dung text: Luận văn Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM    VƯƠNG TRÍ HƯỚNG TÁC ĐỘNG C NỢ NƯỚC NGOÀI ĐẾN T NG TRƯ NG INH TẾ VIỆT NAM LUẬN V N THẠC SĨ INH TẾ TP.Hồ Chí Minh - Năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM    VƯƠNG TRÍ HƯỚNG TÁC ĐỘNG C NỢ NƯỚC NGOÀI ĐẾN T NG TRƯ NG INH TẾ VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài chính- Ngân hàng Mã số: 60340201 LUẬN V N THẠC SĨ INH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
LỜI C M ĐO N Tôi xin cam đoan rằng luận văn “Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam” là công trình nghiên cứu của riêng tôi. Các thông tin dữ liệu được sử dụng trong luận văn là trung thực và các kết quả trình bày trong luận văn chưa được công bố tại bất kỳ công trình nghiên cứu nào trước đây. Nếu phát hiện có bất kỳ gian lận nào, tôi xin chịu toàn bộ trách nhiệm trước Hội đồng. TP.HCM, tháng 10 năm 2013 Tác giả luận văn Vương Trí Hướng
MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục lục Danh mục bảng biểu Danh mục đồ thị Tóm tắt 1 1. Giới thiệu 3 2. Tổng quan những nghiên cứu trước đây 8 2.1.Một số nghiên cứu trên thế giới. 8 2.1.1 Nhóm tác động tích cực 9 2.1.2 Nhóm tác động tiêu cực 11 2.1.2 Nhóm tác động phi tuyến 12 2.2.Một số nghiên cứu ở Việt Nam. 14 3.Mô hình và phương pháp nghiên cứu 20 3.1. Mô hình nghiên cứu 20 3.2. Dữ liệu nghiên cứu 22 3.3. Phương pháp nghiên cứu 24 3.3.1. Kiểm tra nghiệm đơn vị và độ trễ tối ưu 24 3.3.2. Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn 25 3.3.3. Kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn 26 4. Kết quả nghiên cứu 28 4.1.Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị và độ trễ tối ưu 28 4.1.1. Kiểm định nghiệm đơn vị 28
4.1.2. Lựa chọn độ trễ tối ưu 42 4.2. Kết quả kiểm định đồng liên kết 43 .3. ết uả kiểm định ngắn hạn 47 5. Kết luận 53 6. Tài liệu tham khảo 7. Phụ lục 7.1.Bảng kết quả độ trễ tối ưu 7.2.Bảng kết quả Trace statistic và Max-Eigen statistic 7.3.Bảng kết quả kiểm định trong dài hạn 7.4.Bảng kết quả kiểm định trong ngắn hạn 7.5.Bảng kết quả phân rã phương sai 7.6.Dữ liệu các biến trong mô hình
DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 1.1: Tốc độ tăng của nợ nước ngoài ở một số nước Đông Nam Á 4 Bảng 2.1: Bảng tóm tắt các kết quả nghiên cứu trước đây 17 Bảng 3.1: ý hiệu các biến trong mô hình. 23 Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến ở chuỗi gốc 31 Bảng 4.2: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đợn vị ở chuỗi gốc 36 Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân của các biến 37 Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân 42 Bảng 4.5: ết uả độ trễ tối ưu 42 Bảng 4.6: Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Trace) 43 Bảng 4.7: Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Max-Eigen) 44 Bảng 4.8: Phương trình cân bằng dài hạn 45 Bảng 4.9: Động lực trong ngắn hạn 48 Bảng 4.10: Dự báo phân rã phương sai 51 Bảng 4.11: Kết quả kiểm định nhân uả Granger 52
DANH MỤC Đ TH Hình . : Nợ nước ngoài của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2011 5 Hình . : Đồ thị nghiệm đơn vị 29 Hình . : Hàm phản ứng đẩy 50
1 Tóm tắt Nghiên cứu kiểm tra tác động dài hạn và ngắn hạn của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong giai đoạn 1986-2011, nghiên cứu này xem Tổng sản phẩm quốc dân (GNP ) như một hàm của chi phí giáo dục hàng năm (đại diện cho nguồn nhân lực), vốn, lao động và nợ nước ngoài như phần trăm của tổng sản phẩm quốc nội (GDP). Phương trình cân bằng dài hạn được thiết lập bằng cách áp dụng kiểm định đồng liên kết Johansen trong khi kết quả ngắn hạn thu được thông ua Vector hiệu chỉnh sai số. Nghiên cứu cũng đo lường hệ số hiệu chỉnh sai số để nắm bắt tốc độ điều chỉnh trong ngắn hạn. Kết quả thực nghiệm cho thấy nợ nước ngoài tạo nên một tác động tiêu cực rất nhỏ đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn với hệ số 0.03 nhưng không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên trong dài hạn lại cho thấy một hệ số tác động tích cực khoảng 0.17 với mức ý nghĩa 1 phần trăm , điều này chỉ ra rằng trong trường hợp của Việt Nam nợ nước ngoài đang đóng một vai trò khá quan trọng và khuyến khích tăng trưởng kinh tế. Nợ nước ngoài bên cạnh vốn đang là hai nhân tố đóng góp chính vào tốc độ tăng trưởng kinh tế.Kết quả nghiên cứu cũng đã cho thấy rõ điều này, vốn có ảnh hưởng rất đáng kể đến tăng trưởng kinh tế, cao nhất trong các biến với hệ số 0.84 trong dài hạn,tức 1 phần trăm tăng vốn dẫn đến tăng GNP 0.84 phần trăm, ở ý nghĩa ở mức 1 phần trăm , trong ngắn hạn tác động này cũng khá lớn 11 phần trăm ,tuy nhiên kết quả này không có ý nghĩa thống kê.Nguồn nhân lực có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn nhưng lại có ảnh hưởng tiêu cực tuy khá nhỏ 0.006 trong dài hạn nhưng cả hai chỉ số này đều không có ý nghĩa thống kê. Chỉ số này thể hiện một lực lượng lao động trình độ học vấn và năng suất cao có thể dẫn đến tăng tốc độ uá trình tăng trưởng trong ngắn hạn. Lực lượng lao động cho thấy tác động tích cực trong ngắn hạn nhưng lại có ảnh hưởng tiêu cực lớn đến tăng trưởng kinh tế trong dài
2 hạn điều này chỉ ra rằng lao động không có tay nghề có năng suất thấp và không có khả năng làm tăng mức sản lượng trong nước. Một thông số điều chỉnh đáng kể thu được từ phương trình đồng liên kết khẳng định mối quan hệ lâu dài. Hệ số hiệu chỉnh sai số là 1.43 cho rằng 143 phần trăm của bất kỳ độ lệch khỏi cân bằng dài hạn sẽ được điều chỉnh trong một năm.
3 1. Giới thiệu Hiện nay, việc vay nợ nước ngoài đang là một hiện tượng phổ biến ở đa số các nước đang phát triển và nó đã trở thành một đặc trưng phổ biến về mặt tài chính của hầu hết các nền kinh tế. Một đất nước với tỷ lệ tiết kiệm thấp cần phải vay thêm để tài trợ cho tỷ lệ nhất định của tăng trưởng kinh tế. Do vậy nợ nước ngoài đã duy trì tốc độ tăng trưởng nền kinh tế trong khi nguồn lực trong nước không thể làm được. Theo Ngân hàng thế giới (World bank) thì tổng nợ nước ngoài có thể được định nghĩa như là khoản nợ người không cư trú hoàn trả bằng ngoại tệ, hàng hóa hay dịch vụ.Tổng số nợ nước ngoài bao gồm nợ nước ngoài của chính phủ, nợ nước ngoài được chính phủ bảo lãnh, nợ của tư nhân dài hạn không được bảo lãnh, khoản tín dụng từ IMF và nợ ngắn hạn. Nợ ngắn hạn bao gồm tất cả các khoản nợ có thời gian đáo hạn dưới một năm và lãi suất còn thiếu trên nợ dài hạn .Vào đầu những năm 1970 nợ nước ngoài của các nước đang phát triển chủ yếu là nhỏ, phần lớn các chủ nợ là chính phủ nước ngoài và các tổ chức tài chính uốc tế cung cấp vốn vay cho dự án phát triển (Todaro,1988). Vào thời điểm này thì thâm hụt tài khoản vãng lai là phổ biến và làm tăng tình trạng nợ nần của các nước đang phát triển, cho đến khi Mexico, mặc dù là một nước xuất khẩu dầu mỏ, đã tuyên bố vào tháng 8- 1992 rằng họ không thể trả các khoản nợ và kể từ đó, vấn đề nợ nước ngoài và việc trả nợ đã được thừa nhận tầm quan trọng và đã dẫn đến các cuộc tranh luận về khủng hoảng nợ (Were,2001). Con số nợ nước ngoài của Việt Nam có xu hướng tăng liên tục từ năm 2000 đến nay: vào thời điểm cuối năm 2000, tổng dư nợ nước ngoài uốc gia (bao gồm nợ nước ngoài Chính phủ và nợ nước ngoài được Chính phủ bảo lãnh) chỉ là khoảng 13 tỷ USD, đến thời điểm cuối năm 2009 là 33 tỷ USD, đến
4 năm 2010 con số này tăng lên là 9 tỷ USD, và năm 2011 là 57.8 tỷ USD. (Nguồn: ADB, Key Indicators for Asia and the Pacific 2013) Bảng 1.1: Tốc độ tăng của nợ nước ngoài ở một số nước Đông Nam Á Đông Nam Á 2006 2007 2008 2009 2010 2011 Campuchia 0% -21% 16% 8% 9% 13% Indonesia -4% 9% 7% 14% 9% 9% Lào 20% 32% 13% 11% -1% 9% Malaysia 7% 13% 7% 3% 22% 11% Myanmar 2% 12% -2% 8% 1% 0% Philippines -2% 9% -2% -1% 14% 3% Thái Lan -1% -1% 11% 22% 32% -1% Việt Nam -2% 25% 14% 25% 49% 17% (Nguồn: Key Indicators for Asia and the Pacific 2013, ADB ) So với các nước trong khu vực thì Việt Nam có tốc độ tăng của nợ nước ngoài luôn đứng nhất nhì trong những năm gần đây. Lý do có thể thấy được là do Việt Nam đang trong uá trình phát triển, việc đầu tư cho các dự án lớn mang tầm quốc gia cần huy động một nguồn vốn lớn và nhân lực trình độ
5 cao, trong khi đó nguồn lực trong nước không thể đáp ứng được. Vì vậy, nguồn lực mà Việt Nam hướng tới là vay nợ từ nước ngoài . Giá trị nợ nước ngoài của Việt Nam 70,000 60,000 50,000 40,000 30,000 20,000 10,000 - Năm 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 1986 (Nguồn: Key Indicators for Asia and the Pacific 2013, ADB ) ĐVT: mUSD Hình 1.1 Nợ nước ngoài của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2011 Trong giai đoạn 2011-2015, nền kinh tế Việt Nam đặt ra chỉ số tăng trưởng kinh tế GDP là khoảng 6.5% -7% (Nghị quyết số 10/2011/QH13). Để có thể đạt được tốc độ tăng trưởng theo mục tiêu thì việc huy động nguồn lực xã hội như thế nào là một câu hỏi khó cần được giải quyết.Việt Nam sẽ tiếp tục vay nợ nước ngoài hay cố gắng huy động nguồn vốn trong nước? Huy động nguồn lực trong nước gặp một số khó khăn như ngân sách Nhà nước còn hạn chế, huy động từ dân cư khó khăn khi mà Nhà nước chưa tạo được niềm tin, tập uán của người Việt Nam, khó có thể huy động được nhiều vốn từ các doanh nghiệp trong tình cảnh kinh tế khó khăn.Cho nên nguồn vốn từ vay nợ nước ngoài là nguồn cần thiết cho các hoạt động đầu tư trong nước.
6 Tuy nhiên đã đến lúc cần xem xét lại ảnh hưởng của việc vay nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế là như thế nào. Nợ nước ngoài có thật sự là một đòn bẩy cho nền kinh tế hay không? Nếu câu trả lời là có thì dòng vốn này có tác động như thế nào, dài hạn hay ngắn hạn hay cả hai, hay nó đang tiềm ẩn những bất ổn mà có thể dẫn đến những hậu quả khôn lường? Điều này luôn luôn là vấn đề đối với các nhà hoạch định chính sách và cũng như các học giả. hông có sự đồng thuận về vai trò của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng ,có cả hai khía cạnh tích cực và tiêu cực. Các chuyên gia có cùng uan điểm cho rằng nợ nước ngoài sẽ có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế vì nợ nước ngoài sẽ làm tăng dòng vốn vào và khi được sử dụng cho các khoản chi liên uan đến tăng trưởng có thể tăng tốc tốc độ tăng trưởng kinh tế.Nợ nước ngoài sẽ không chỉ cung cấp vốn cho phát triển công nghiệp mà còn cung cấp những kỹ năng uản lý, công nghệ, chuyên môn kỹ thuật cũng như tiếp cận thị trường nước ngoài để huy động nhân lực, vật lực của một quốc gia cho tăng trưởng kinh tế. Mặt khác khi nợ nước ngoài tích lũy vượt uá một giới hạn nhất định, nó sẽ giảm tốc độ tăng trưởng kinh tế bằng cách cản trở đầu tư. Một cách giải thích cho mối quan hệ tiêu cực này là cái gọi là lý thuyết về nhô nợ, trong đó nói rằng mức độ cao của nợ không khuyến khích đầu tư và ảnh hưởng tiêu cực đến tốc độ tăng trưởng như tương lai thuế cao hơn được dự kiến để trả nợ. Bài nghiên cứu này nhằm giải quyết 2 vấn đề : Thứ nhất, xem xét nợ nước ngoài có ảnh hưởng tích cực hay tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu? Thứ hai, ảnh hưởng này có tác động trong ngắn hạn hay dài hạn, hay cả trong ngắn hạn và dài hạn. Với những mục tiêu như trên bài nghiên cứu được chia ra làm 5 phần. Phần thứ nhất: Giới thiệu. Phần thứ hai: trình bày các lý thuyết hiện có về ảnh
7 hưởng của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế. Phần thứ ba: phương pháp nghiên cứu. Phần thứ tư: Các kết quả hồi quy của mô hình. Phần thứ năm: Kết luận.
8 2. Tổng quan những nghiên cứu trước đây. 2.1 Một số nghiên cứu trên thế giới. Nghiên cứu truyền thống về vấn đề nợ nước ngoài đã tập trung chủ yếu vào sự phát triển về độ lớn và xu hướng của các khoản nợ nước ngoài trong các nước có thu nhập thấp và sau đó bởi các nghiên cứu khác đã xem xét các chỉ số gánh nặng nợ và mức độ nghiêm trọng của vấn đề nợ (Ahmed, 2008). Nghiên cứu học thuật về nợ nước ngoài và tác động của nó đối với tăng trưởng kinh tế chỉ bùng nổ kể từ sau cuộc khủng hoảng nợ đã tác động đến nhiều nước đang phát triển vào đầu những năm 1980 và gần đây nhất là khủng hoảng nợ công ở Châu Âu năm 2010. Bên cạnh đó, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã được tiến hành gần đây để đánh giá tác động của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế nhưng kết quả là không rõ ràng. Có nhiều lý thuyết khác nhau về ảnh hưởng của nợ nước ngoài lên tăng trưởng kinh tế.Oleksandr (2003),chia các tài liệu hiện có về chủ đề này thành ba nhóm.Một nhóm đầu tiên bao gồm các lý thuyết cho rằng vì các nước nghèo đang trong trạng thái phát triển nhanh.Bất kỳ việc bơm đầu tư nào dưới hình thức nợ nước ngoài có thể gia tăng tốc độ tăng trưởng kinh tế ở các nước này thông ua tích lũy vốn và tăng trưởng năng suất (Patillo và cộng sự, 2004).Do đó nợ nước ngoài có tác động tích cực đến tăng trưởng lên đến ngưỡng nhất định.Nhóm thứ hai của lý thuyết,nhấn mạnh rằng tích lũy cao chứng khoán nợ có tác động tiêu cực đến tăng trưởng.Một giải thích hàng đầu cho mối quan hệ tiêu cực này được gọi là giả thuyết nhô nợ của Krugman (1988) và Sach (1989), sau đó được ủng hộ bởi Cohen (1993). rguman (1988), định nghĩa nhô nợ như một tình trạng trong đó số tiền dự kiến chi trả nợ nước ngoài sẽ giảm dần khi dung lượng nợ tăng lên. Lý thuyết nhô nợ cho rằng nếu như nợ trong tương lai vượt uá khả năng trả nợ của một nước thì các chi phí dự tính chi trả cho các khoản nợ sẽ kìm hãm đầu tư
9 trong nước và đầu tư nước ngoài,từ đó ảnh hưởng xấu đến tăng trưởng. Tương tự như vậy, Borensztein (1990) xác định nhô nợ như một tình huống trong đó các uốc gia con nợ có lợi rất ít từ lợi nhuận với bất kỳ đầu tư bổ sung bởi vì các nghĩa vụ trả nợ.Nhóm thứ ba của lý thuyết kết hợp hai hiệu ứng và cho rằng tác động của nợ đối với tăng trưởng là phi tuyến. 2.1.1 Nhóm tác động tích cực : Trọng tâm của nghiên cứu của Abu Bakar và Hassan (2008) là phân tích tác động của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế của Malaysia. Dữ liệu được sử dụng từ năm 1970 đến năm 2005. Bài viết này đã kiểm tra cấu trúc, độ lớn và thành phần nợ nước ngoài của Malaysia. Mô hình sử dụng các biến vốn vật chất ( ), lao động (L), nguồn nhân lực (H ) và nợ nước ngoài (EDY). Phân tích được thực hiện cả ở tổng hợp và phân chia cấp độ. Các kết quả thực nghiệm được dựa trên các ước tính VAR. ết quả ước lượng ở cấp độ tổng chỉ ra rằng tổng số nợ nước ngoài ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Một điểm phần trăm gia tăng trong tổng số nợ nước ngoài tạo ra 1,29 điểm phần trăm tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Phân tích phản ứng xung cung cấp một sự tương tác ngắn hạn đáng kể giữa GDP và các biến độc lập. Trong khi đó, ước lượng phân rã phương sai cho thấy trong ngắn hạn những cú sốc nợ tạm thời đóng một vai trò nhỏ là động lực của tăng trưởng kinh tế ở Malaysia. Các cú sốc có thể giải thích đáng kể 2.2 điểm phần trăm biến động trong tăng trưởng sau một năm. Từ những kết quả này, rõ ràng là nợ nước ngoài có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế của Malaysia. Nó cũng cho thấy rằng Malaysia không gặp vấn đề về nhô nợ, yếu tố tạo ra tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Quản lý nợ thận trọng vẫn là một lực đẩy không thể tách rời của chính sách tài chính tại Malaysia. Clements và cộng sự (2003), kiểm tra các kênh mà ua đó nợ nước ngoài ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế trong 55 LICs trong thời gian 1970-1999. Kết
10 quả cho thấy rằng việc giảm đáng kể trong nợ nước ngoài của các nước nghèo mắc nợ cao (HIPCs) sẽ làm tăng trực tiếp tăng trưởng thu nhập bình uân đầu người khoảng 1 điểm phần trăm mỗi năm. Giảm trong nghĩa vụ nợ nước ngoài cũng có thể cung cấp một sự gia tăng gián tiếp tới tăng trưởng thông ua tác động của chúng tới đầu tư. Nếu giảm một nửa số nghĩa vụ nợ đã được chuyển cho các mục đích như vậy mà không làm tăng thâm hụt ngân sách thì tăng trưởng kinh tế có thể tăng tốc độ trong một số nước HIPCs thêm 0.5 điểm phần trăm mỗi năm .Bài nghiên cứu cũng đã cho thấy rằng mức độ cao của các khoản nợ có thể làm giảm tăng trưởng kinh tế ở các nước có thu nhập thấp. Nợ dường như ảnh hưởng đến sự tăng trưởng thông ua tác động của nó về hiệu quả sử dụng tài nguyên, chứ không phải thông ua tác động làm giảm của đầu tư tư nhân. Như được chỉ ra bởi các giả thuyết nhô nợ, nợ có ảnh hưởng bất lợi lên tăng trưởng chỉ sau khi nó đạt đến một mức ngưỡng nào đó. Mức ngưỡng này được ước tính vào khoảng 50 phần trăm GDP cho giá trị của nợ nước ngoài, và là khoảng 20-25 phần trăm của GDP cho giá trị hiện tại ròng ước tính của nó. Các kết quả với các chỉ số nợ nước ngoài như là một tỷ lệ với xuất khẩu thì yếu hơn, nhưng chỉ ra một mức ngưỡng cho giá trị nợ hiện tại ròng khoảng 100-105 phần trăm xuất khẩu. Kết quả này ngụ ý rằng giảm đáng kể nợ nước ngoài dự kiến cho các nước HIPCs khi họ đạt điểm hoàn thành vào năm 2005 sẽ trực tiếp thêm 0.8- 1.1 phần trăm đến tốc độ tăng trưởng GDP bình uân của họ. Nợ nước ngoài cũng có tác động gián tiếp tăng trưởng thông ua ảnh hưởng của nó trên đầu tư công. Trong khi nợ công không làm giảm đầu tư công, nhưng nghĩa vụ nợ thì có. Mối quan hệ này là phi tuyến, với hiệu ứng lấn át đang làm tăng tỷ lệ nợ trên GDP lên. Trung bình cứ 1 điểm phần trăm gia tăng trong nghĩa vụ nợ trên GDP thì sẽ làm giảm đầu tư công khoảng 0.2 điểm phần trăm. Điều này có nghĩa rằng việc giảm nghĩa vụ nợ khoảng 6 điểm phần trăm trên GDP sẽ tăng đầu tư của 0.75-1 điểm phần trăm trên GDP và sẽ nâng cao tốc độ tăng trưởng khoảng 0.2 điểm phần trăm .
11 2.1.2 Nhóm tác động tiêu cực: Cholifihani (2008), đã phân tích mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa nợ nước ngoài và thu nhập ở Indonesia trong khoảng thời gian từ năm 1980 đến năm 2005 bằng phương pháp VAR. ết quả cho thấy tổng sản phẩm trong nước, dịch vụ nợ, vốn, lực lượng lao động và nguồn nhân lực có một mối quan hệ cân bằng trong dài hạn. Nợ nước ngoài cho thấy một tác động tiêu cực với GDP trong dài hạn. Điều này có thể được giải thích là do giả thuyết về nhô nợ. Độ đàn hồi của thu nhập và thanh toán nợ nước ngoài là 0.13. Nó có nghĩa là khi 1% tăng trong dịch vụ nợ, GDP sẽ giảm 0.13 phần trăm. Trong số các biến giải thích, lao động có sự đóng góp cao nhất đến tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó, 1% tăng trong vốn, GDP sẽ tăng gần 0.47%. Nghiên cứu thấy rằng ở Indonesia nguồn nhân lực góp phần ảnh hưởng khá nhỏ trên GDP. 1% tăng của nguồn nhân lực, GDP sẽ tăng 0.08%. Trong ngắn hạn, kết quả cho thấy rằng nợ nước ngoài có một tác động không có ý nghĩa tích cực lên thu nhập. Biến vốn, lao động và nguồn nhân lực đã có dấu phù hợp như đã được dự kiến. Tuy nhiên, chỉ có biến vốn có ý nghĩa thống kê. Việc tăng 1% trong vốn dẫn đến gia tăng trong GDP 0.31%. Các kết quả ngắn hạn đã khẳng định tầm quan trọng của nguồn vốn đầu tư để tạo ra sản lượng quốc gia. Boopen và cộng sự (2007) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa nợ nước ngoài và hiệu quả kinh tế cho nhà nước của Mauritius trong giai đoạn 1960-200 . Các biến được sử dụng trong mô hình là: PRISTOC và PUBSTOC là vốn tư nhân và công cộng tương ứng của quốc gia và đã được tính toán bằng cách sử dụng phương pháp kê khai thường xuyên (PIM) theo khuyến cáo của OECD (2001a), XMGDP là tổng xuất khẩu và nhập khẩu chia cho GDP, là thước đo của sự độ mở, và SER là tỷ lệ nhập học trung học và đại diện cho chất lượng nguồn nhân lực và PDGDP là tỷ lệ nợ nước ngoài. Hai chỉ số khác, cụ thể là giá trị hiện tại ròng (NPV) của các chứng khoán nợ nước
12 ngoài trên GDP (NPVEXGDP) và dịch vụ nợ như một phần thu nhập thường xuyên (DEBTSER ), cũng được sử dụng để củng cố các kết quả. Vốn cổ phần của đất nước đã được tách ra thành hai thành phần của nó cụ thể là tư nhân và vốn cổ phần công cộng để phân tích và hiểu biết sâu sắc hơn về tác động của nợ trên từng loại nguồn vốn. Mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) được sử dụng để giải thích các biến động ngắn hạn và dài hạn của mức sản lượng của đất nước. Kết quả từ phân tích cho thấy nợ nước ngoài có ảnh hưởng tiêu cực đến mức sản lượng của nền kinh tế trong cả ngắn hạn và dài hạn. Ngoài ra cũng có những bằng chứng cho thấy nợ nước ngoài có tác động tiêu cực trên cả hai vốn cổ phần tư nhân và công cộng của quốc gia do đó xác nhận giả thuyết nhô nợ và giả thuyết lấn át đầu tư. Mô hình vector hiệu chỉnh sai số xác nhận sự tồn tại của một mối quan hệ lâu dài ổn định, hơn nữa xác định rằng một độ lệch từ cân bằng dài hạn sau một cú sốc ngắn hạn được điều chỉnh bằng khoảng 50 phần trăm sau mỗi năm .Các kết quả trên làm nổi bật các hiệu ứng bất lợi của nợ nước ngoài lên hoạt động kinh tế. 2.1.3 Nhóm tác động phi tuyến : WA Adosla (2009) xem xét hiệu quả của việc thanh toán nợ nước ngoài lên tăng trưởng kinh tế ở Nigeria. Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu thanh toán tới các chủ nợ nước ngoài khác nhau như là biến giải thích cho hai biến cần kiểm định đó là tổng sản phẩm quốc nội (GDP) và biến tổng vốn cố định theo giá thị trường hiện tại (GFCF) trong thời gian 2 năm từ năm 1981 đến năm 200 . Bằng cách sử dụng phương pháp hồi uy bình phương nhỏ nhất (OLS) tác giả đã phát hiện ra rằng các biến giải thích này có ảnh hưởng đáng kể tới GDP và GFCF, trong đó thanh toán nợ tới câu lạc bộ chủ nợ Paris và chủ nợ nắm giữ lệnh phiếu có tác động tích cực tới hai biến GDP và GFCF, còn việc thanh toán tới câu lạc bộ chủ nợ London và những tổ chức tín dụng khác có ảnh hưởng tiêu cực tới GDP và GFCF. Một hạn chế của nghiên cứu
13 này là về mặt phương pháp. Do phương pháp OLS không hạn chế được các khiếm khuyết có thể có của mô hình như đa cộng tuyến, tự tương uan hay phương sai thay đổi, so với các lý thuyết phương pháp thống kê toán hiện tại. Do đó điều này gợi ý rằng việc sử dụng các kỹ thuật ước lượng mạnh hơn được sử dụng trong tương lai để tìm kiếm sự hình thành của những uan hệ nhân uả hai chiều và mối quan hệ tác động giữa các biến. Tương tự như vậy Hasan và Butt (2008) khám phá mối liên hệ giữa nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Pakistan trong giai đoạn 1975-2005 sử dụng phương pháp Autoregressive Regressive Distributed Lag (ARDL) để kiểm tra tính đồng liên kết. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế, thương mại, nợ nước ngoài, lực lượng lao động và giáo dục đã được kiểm định trong dài hạn và ngắn hạn. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng lực lượng lao động và thương mại có tác động đáng kể đến tăng trưởng kinh tế trong khi nợ nước ngoài không có ảnh hưởng tới tăng trưởng kinh tế trong dài hạn hay cả trong ngắn hạn. Điều này chỉ ra rằng nợ nước ngoài đã không được sử dụng hiệu quả và có năng suất ở Pakistan. Patenio và Tan-Curz (2007), tập trung vào mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và nợ nước ngoài của Philippines và xem xét các biến giải thích khác như chứng khoán vốn, lao động, nguồn nhân lực, trong đó sử dụng dữ liệu uý cho giai đoạn 1981-2005. Bài nghiên cứu sử dụng mô hình VAR (p) với p=4. Kết quả của mô hình VAR (4) cho thấy tăng trưởng kinh tế không bị ảnh hưởng nhiều bởi dịch vụ nợ nước ngoài. Thay vào đó, tác giả thấy rằng vốn cổ phần có một mối quan hệ mạnh với tốc độ tăng trưởng kinh tế. Trong lý thuyết nhô nợ, tác giả đã đề cập rằng trả nợ sẽ làm giảm tăng trưởng kinh tế bởi vì các nhà đầu tư sẽ không được khuyến khích đầu tư. Biến vốn trong nghiên cứu này đại diện cho các khoản đầu tư và vì nó đã được chứng minh rằng vốn có ảnh hưởng lớn đến tăng trưởng, nợ nước ngoài cao được cho là có ảnh hưởng đáng báo động. Tuy nhiên, dịch vụ nợ nước ngoài không cho
14 thấy một ảnh hưởng lớn đến tăng trưởng kinh tế. Đây có lẽ là bởi vì nghĩa vụ trả nợ nước ngoài ở Philippines là không đủ cao để nhô nợ xảy ra. Vì vậy, nghĩa vụ trả nợ vẫn chưa có một mối đe dọa tăng trưởng kinh tế và do đó, Philippines không nên sợ trải ua nhô nợ trong tương lai gần. Bài nghiên cứu cũng đề xuất những hướng nghiên cứu mới cho tương lai như sử dụng chuỗi thời gian dài hơn và nhiều uan sát hơn, sử dụng mô hình khác để giải thích tăng trưởng kinh tế như là mô hình phương trình kích thích năng động, việc sử dụng những đại diện khác và biến giả cũng đáng để thử, biến cú sốc cũng nên được cho vào mô hình để có tính thực tiễn hơn. Điều đáng nói là phần lớn các báo cáo nghiên cứu thực nghiệm hiện có thì nợ nước ngoài ảnh hưởng xấu đến tăng trưởng kinh tế. Cunningham (1993), Afxentiou (1993), Deshpande (1997), Were (2001), Karagol (2002), Colfihani (2008), Hameed và cộng sự (2008), báo cáo rằng nợ nước ngoài ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế. Warner (1992), Cohen (1993), Afxentiou và Serletis (1996), Patenio và Tan-Curz (2007), đã kết luận rằng nợ nước ngoài không ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó, Omet và alaji (2003), và Abu Baker (2008), báo cáo tác động tích cực của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế. 2.2 Một số nghiên cứu ở Việt Nam. Đoàn im Thành (2008) đã nghiên cứu về vốn vay ODA và khả năng trả nợ của Việt Nam trong giai đoạn 1990-2005.Nghiên cứu này thông qua việc sử dụng mô hình hệ thống dạng tĩnh lược của Jame de Pines và mô hình hồi quy bội để giải thích tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam.Mục đích của nghiên cứu nhằm tìm hiểu liệu nợ nước ngoài ở Việt Nam có bền vững hay không và đóng góp của nó cho tăng trưởng kinh tế như thế nào. Tác giả đã sử dụng số liệu từ Ngân hàng Thế giới (WB), Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB) và Tổng Cục thống kê Việt Nam (GSO), để
15 phân tích thực nghiệm.Theo đó nợ nước ngoài đối với Việt Nam trong thời điểm này chủ yếu là vốn ODA với lãi suất thấp và thời gian cho vay dài, tỷ lệ vay thương mại là không đáng kể.Các chỉ số an toàn về nợ nước ngoài cho thấy Việt Nam vẫn nằm trong giới hạn an toàn và khó có khả năng xảy ra khủng hoảng về nợ .Qua số liệu từ kết quả của mô hình cho thấy,đầu tư trong nước, đầu tư nước ngoài và xuất khẩu đóng góp vào tăng trưởng kinh tế Việt Nam 20 năm ua; Viện trợ có thể không trực tiếp tác động hay tác động tiêu cực đến tăng trưởng, nhưng có thể có tác động đến tăng trưởng phúc lợi bình uân đầu người thông ua các dự án công. Nợ có tác động âm đến tăng trưởng, điều này là do vay mượn và sử dụng không hiệu quả hoặc do đầu tư vào các dự án dài hạn mà tác động của nó nằm ngoài mô hình này.Mô hình hệ thống dạng tĩnh lược của Jame de Pines cho thấy nợ Việt Nam đến năm 2020 vẫn bền vững (nợ trên xuất khẩu dưới 200 phần trăm) nếu tốc độ tăng trưởng nhập khẩu so với tốc độ tăng trưởng xuất khẩu dưới 2 phần trăm hàng năm. Nợ nước ngoài có tác động âm đến tăng trưởng Việt Nam trong ngắn hạn. Cho nên việc quản lý và sử dụng các khoản vay phải tính toán đến nhiều yếu tố: Chênh lệch lãi suất và lạm phát trong và ngoài nước, thời điểm vay và thời gian vay, ràng buộc của các khoản vay ,hiệu quả kinh tế và xã hội của việc phân bổ và sử dụng nguồn vốn đi vay, thời điểm trả nợ. Nguyễn Hoàng Phương (2007) đã ước lượng hiệu quả của vốn ODA đối với tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam giai đoạn 1986-2007.Bài nghiên cứu đã cho thấy vốn ODA đóng một vai trò ngày càng uan trọng trong tổng vốn tích lũy,tổng đầu tư toàn xã hội cũng như tăng trưởng kinh tế : ODA đóng góp 0.73 phần trăm vào tăng trưởng năm 1993 ,tăng lên 10 phần trăm trong năm 1999 và sau đó ổn định ở mức 8 phần trăm cho đến năm 2006,sự đóng góp của ODA đối với tổng đầu tư toàn xã hội và tổng vốn tích lũy chiếm tỷ lệ đáng kể trong giai đoạn nghiên cứu,trung bình ở mức 15 phần trăm và 11
16 phần trăm , tuy nhiên kết quả sự đóng góp của ODA chỉ là ước lượng ngắn hạn và tác động trong dài hạn vẫn chưa được xác định. Việc xem xét các nghiên cứu thực nghiệm của nợ nước ngoài và mối quan hệ với tăng trưởng kinh tế chỉ ra rằng không đủ để thực hiện bất kỳ khái uát về mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và nợ nước ngoài. Vì vậy, thật cần thiết để xem xét trường hợp của mỗi quốc gia hay một nhóm riêng.
17 Các nghiên cứu này được tóm tắt trong bảng bên dưới : Bảng 2.1 : Bảng tóm tắt các kết quả nghiên cứu trước đây Năm Tác giả Thời gian Mẫu Phát hiện Nợ nước ngoài ảnh hưởng 2008 Abu Bakar 1970-2005 Malaysia tích cực tới tăng trưởng kinh tế Xác định ảnh hưởng tiêu Ayadi và Nigeria và 2008 1970-2007 cực của nợ nước ngoài lên Ayadi Nam Phi tăng trưởng Hameed và Gánh nặng dịch vụ nợ ảnh 2008 1970-2003 Pakistan cộng sự hưởng xấu tới tăng trưởng Thanh toán nợ nước ngoài 2008 Cholifihani 1980-2005 Indonesia có ảnh hưởng tiêu cực tới tăng trưởng
18 Nguồn ODA có tác động Đoàn im 2008 1990-2005 Việt Nam tiêu cực tới tăng trưởng Thành kinh tế trong ngắn hạn Tăng trưởng kinh tế Patenio và 2007 1981-2005 Philippine không bị ảnh hưởng bởi Tan-Curz dịch vụ nợ Nguyễn Nguồn ODA có tác động 2007 Hoàng 1986-2007 Việt Nam tích cực trong ngắn hạn Phương Nợ nước ngoài ảnh hưởng 2005 Mohamad 1978-2001 Sudan tiêu cực tăng trưởng Vượt mức nợ nước ngoài 55 nước thu 2003 Clement 1970-1999 ảnh hưởng xấu đến tăng nhập thấp trưởng
19 Nợ nước ngoài ảnh hưởng Omet và 2003 1970-2000 Jordan tích cực dưới mức ngưỡng Kalaji 53% GDP Wijeweera Vấn đề nhô nợ không tồn 2002 1952-2000 Sri Lanka và cộng sự tại ở Srilanka Dịch vụ nợ có uan hệ 2002 Karagol 1956-1996 Thổ Nhĩ ỳ tiêu cực với tăng trưởng 13 nước Mối uan hệ giữa nợ nước 1997 Deshpande 1971 -1991 mắc nợ ngoài và đầu tư là tiêu cực 13 nước 1960-1981& Nợ nước ngoài không làm 1992 Warner kém phát 1982-1989 giảm đầu tư triển
20 3. Mô hình và phương pháp nghiên cứu 3.1 Mô hình nghiên cứu. Nghiên cứu này sử dụng mô hình mở rộng của hàm sản xuất ban đầu được áp dụng bởi Cunningham (1993), để điều tra ảnh hưởng của gánh nặng nợ nần lên tăng trưởng kinh tế trong 16 quốc gia nặng nợ. Cunningham (1993), giả định rằng hàm sản xuất chỉ bao gồm vốn vật chất, lao động và trả nợ. Mô hình này giả định rằng không có nguồn nhân lực.Romer (1986), điều tra rằng nguồn vốn vật chất là uan trọng đối với hàm sản xuất nhưng nguồn nhân lực là cũng là một yếu tố rất quan trọng. Vì vậy, Karagol (2002), đã mở rộng mô hình của Cunningham để kết hợp với lý thuyết về nguồn nhân lực của Romer. Karagol (2002), sử dụng dữ liệu của Thổ Nhĩ ỳ;Wijeweera cùng đồng sự (2005) sử dụng dữ liệu của Sri Lanka; Rifa at Ali và Usman Mustafa (2011) sử dụng dữ liệu của Pakistan đã dùng chi phí giáo dục đại diện cho nguồn nhân lực trong mô hình. Karagol cho rằng chi phí giáo dục có thể không là một đại diện thích hợp cho nguồn nhân lực trong trường hợp Thổ Nhĩ ỳ. Ngược lại, trong trường hợp của Sri Lanka, và Pakistan kết quả cho thấy rằng chi phí giáo dục có thể là một đại diện thích hợp cho nguồn nhân lực.Nguồn nhân lực bao gồm các kỹ năng, khả năng và kiến thức của người từng lao động. Do đó, để điều tra mối quan hệ giữa gánh nặng nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu này đã thêm biến nguồn nhân lực được đại diện bởi chi tiêu giáo dục hàng năm của chính phủ. Mô hình của nghiên cứu này có dạng : Y = f(HK, K, L, EDY) Hàm sản xuất được sử dụng : Yt = β0 + β1HK + β2K + β3L + β4EDY + ε0 (I)
21 Trong đó : Yt: Tổng thu nhập quốc nội (GNP) HK: Nguồn nhân lực (đại diện bởi chi tiêu giáo dục hàng năm) K: Vốn LF: Tổng lực lượng lao động. EDY: Nợ nước ngoài (% GDP) ε0 = sai số nhiễu ngẫu nhiên Sử dụng mô hình log tự nhiên, mô hình trở thảnh: LYt= β0 + β1LHK + β2LK+ β3LLF + β4LEDY + ε0 (II) Vốn được định nghĩa như là giá trị của các nguồn cung cấp hiện có của hàng hóa vật chất được sử dụng trong uá trình sản xuất như là nhà xưởng, máy móc, thiết bị và hàng tồn kho. Ghali (1998) đã nói rằng vốn là rất quan trọng, nó không chỉ là một phần của tổng cầu mà còn ảnh hưởng tới tăng trưởng kinh tế và việc làm. Do vậy vốn được dự kiến là có ảnh hưởng tích cực tới tăng trưởng kinh tế. Lực lượng lao động là một yếu tố đóng góp tích cực vào uá trình sản xuất,hàm sản xuất Cobb-Douglas được thiết lập để xác định điều này do vậy lực lượng lao động được chờ đợi là cũng có ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Nguồn nhân lực được mô tả như những kiến thức và kỹ năng của các cá nhân và nó là một nguồn đóng góp uan trọng cho tăng trưởng kinh tế .Trong bối cảnh các nước kém phát triển, lý thuyết kinh tế cho rằng nguồn nhân lực là một yếu tố quyết định quan trọng của tăng trưởng kinh tế. Mô hình lý thuyết
22 khác nhau bao gồm nguồn nhân lực là một yếu tố của sản xuất và xem xét tích lũy nguồn nhân lực là một yếu tố của uá trình tăng trưởng. Bằng chứng thực nghiệm cho một số quốc gia cũng xác nhận mối quan hệ này. Lucas (1993), lập luận rằng sự tích lũy nguồn nhân lực phục vụ như một động cơ của tăng trưởng kinh tế. Mankiw (1992), tiếp tục mở rộng lý thuyết và xem xét nguồn nhân lực là một yếu tố tích lũy bổ sung. Ông đã cung cấp bằng chứng cho thấy những thay đổi trong nguồn nhân lực cuối cùng chuyển thành những thay đổi đáng kể của tốc độ tăng trưởng. Barro và Lee (1993) và Benhabib và Spiegel (199 ), cung cấp bằng chứng rằng sự tích lũy nguồn nhân lực thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Tích lũy nguồn nhân lực được cho là thúc đẩy tăng trưởng cao hơn bằng cách cải thiện lực lượng lao động, dẫn đến sẽ có hiệu quả hơn trong công việc, bằng cách yêu cầu giám sát ít hơn và chủ động hơn trong việc xử lý các vấn đề liên uan đến công việc. Nó được đại diện bởi chi phí giáo dục hàng năm của chính phủ . Nợ nước ngoài dự kiến sẽ có tác động tích cực trong ngắn hạn nhưng tiêu cực trong dài hạn đối với tăng trưởng kinh tế. Khi một quốc gia có gánh nặng nợ nần lớn, cách thức mà lao động và vốn sẽ được khai thác trong uá trình sản xuất bị ràng buộc bởi việc trả nợ (Rockerbie năm 1996; Afxentious năm 1993; và Cunningham 1993).Nghiên cứu này sử dụng nợ nước ngoài như là một tỷ lệ phần trăm của GDP để nắm bắt những tác động của nợ nước ngoài vì nợ nước ngoài như là một tỷ lệ phần trăm của GDP tượng trưng cho sự mắc nợ liên uan đến sức mạnh kinh tế của đất nước. 3.2 Dữ liệu nghiên cứu. Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian của Việt Nam từ 1986 đến năm 2011. Dữ liệu được thu thập từ Ngân hàng phát triển Châu Á (Asian Development Bank).Dữ liệu về các biến tổng thu nhập, lực lượng lao động và nợ nước ngoài có sẵn trong các báo cáo về các chỉ số của các nước châu Á
23 của ADB , duy chỉ có dữ liệu về nguồn nhân lực của Việt Nam bị thiếu trong giai đoạn từ 1986-1988, tác giả đã tính tốc độ tăng trưởng trung bình trong giai đoạn 1989-2011 để tính ngược lại trong giai đoạn bị thiếu.Biến lực lượng lao động được tính như tổng số người tham gia vào các hoạt động sản xuất ,biến tổng thu nhập được tính bằng cách lấy tổng thu nhập quốc nội trừ đi chuyển nhượng ròng từ nước ngoài ,biến vốn là biến tổng vốn cố định,và biến nợ nước ngoài là phần trăm của nợ nước ngoài trên tổng thu nhập quốc nội.Các biến sau đó được lấy logarit để loại đơn vị của các biến và tránh tình trạng các biến có sự chênh lệch lớn dẫn đến sai lệch trong các kết quả nghiên cứu. Bảng 3.1 Ký hiệu các biến trong mô hình. Các biến trong mô hình Viết tắt Log nepe của GNP LY Log nepe của nguồn nhân lực LHK Log nepe của vốn LK Log nepe của lực lượng lao động LLF Log nepe của tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP LEDY
24 3.3 Phương pháp nghiên cứu 3.3.1 Kiểm tra nghiệm đơn vị và độ trễ tối ưu Trước khi kiểm định bất kỳ một phương trình liên uan tới chuỗi thời gian nào thì việc quan trong cần phải làm đó là kiểm tra xem chuỗi thời gian có dừng hay không. Nếu một chuỗi nào có nghiệm đơn vị, chuỗi đó được xem xét là không dừng. Do việc ước lượng dựa trên các biến không dừng có thể dẫn đến kết quả hồi quy giả mạo (cho ra R2 và thống kê t cao), nhưng không có bất kỳ ý nghĩa kinh tế nào (Granger và Newbold, 197 ). Do vậy để phù hợp với các tiêu chuẩn thực hành, bài nghiên cứu xem xét liệu các biến trong mô hình có dừng hay không. Trong nghiên cứu này kiểm định gia tăng Dicky-Fuller (ADF) đã được thực hiện để kiểm tra nghiệm đơn vị. ADF có ba kỹ thuật khác nhau, kỹ thuật đầu tiên không bao gồm cả xu hướng và hệ số chặn, kỹ thuật thứ hai bao gồm hệ số chặn nhưng không bao gồm các điều kiện xu hướng và kỹ thuật thứ ba bao gồm cả xu hướng và hệ số chặn. Nghiên cứu này sử dụng kỹ thuật thứ ba. Giả thuyết H0 của kỹ thuật ADF cho rằng chuỗi có chứa một nghiệm đơn vị (tức là nó là không dừng) so với giả thuyết còn lại là dừng. ΔYt= β1+ β2t+ δYt-1+ α Σi=1ΔYt-1+εt (III) Ở đây Yt là chuỗi thời gian có liên uan, t là xu hướng thời gian và εt là sai số nhiễu ngẫu nhiên. Việc chọn một độ trễ thích hợp là quan trọng, nếu quá ít độ trễ có thể dẫn đến bác bỏ giả thuyết H0 khi nó đúng (ảnh hưởng xấu đến kích thước của kiểm định), trong khi uá nhiều độ trễ có thể làm giảm sức mạnh của kiểm định (Harris và Sollis, 2003). Nghiên cứu sử dụng các tiêu chuẩn Schwarz (SC) và tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn (HQ) để lựa chọn độ trễ thích hợp.
25 3.3.2 Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn. Sau khi kiểm tra đơn biến của tất cả các biến chuỗi thời gian, nghiên cứu sử dụng kiểm định đồng liên kết giữa các biến số của mô hình (GNP, nguồn nhân lực, vốn, lao động và nợ nước ngoài). Như đã nói ở trên, hồi uy các chuỗi thời gian không dừng có khả năng dẫn đến hồi quy giả mạo. Tuy nhiên nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng là một chuỗi dừng thì khi đó các chuỗi thời gian này được cho là đồng liên kết và kết hợp tuyến tình dừng được gọi là phương trình đồng liên kết và có thể giải thích như mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến. Hai kỹ thuật đồng liên kết chính thường được sử dụng đó là kỹ thuật Engle và Granger (1987), và phương pháp Johansen (1988). Bài nghiên cứu này áp dụng kỹ thuật đồng liên kết Johansen. Yt = α1 Yt-1 + α2Yt-2 + . + αkYt-k + εt Ở đây Yt là nx1 vector của phương trình I(1) biến nội sinh (GNP và các yếu tố của nó) trong phương pháp VAR, εt là một vector của sai số nhiễu ngẫu nhiên. Kiểm định Johansen được thiết kế để xác định số lượng vector đồng liên kết trong VAR. Để xác định số lượng của vector đồng liên kết Johansen (1988), cung cấp hai kiểm định chỉ số khả năng khác nhau để xác định giá trị của vector đồng liên kết. Kiểm định Trace: LR= TΣni=r+1 ln( 1-λi) Và kiểm định tối đa Eigenvalue: LR= T ln(1-λr+1)
26 Đối với thống kê Trace giả thuyết H0 ở đây là số vectơ đồng liên kết nhỏ hơn hoặc bằng r, ngược lại là có nhiều hơn r. iểm định tối đa Eigenvalue tiến hành kiểm tra riêng biệt trên mỗi Eigenvalue và giả thuyết H0 của nó là số vectơ đồng liên kết là r, giả thuyết ngược lại là r+1. Giả thuyết H0 đã được thử nghiệm tuần tự từ thấp đến cao giá trị của r. Các thủ tục kiểm tra kết thúc khi một giả thuyết H0 không bị bác bỏ lần đầu tiên (Rusike, 2007). Ghi chú: Thống kê Trace : H0: Có nhiều nhất r quan hệ đồng liên kết: r = 0, 1, 2 H1: Có lớn hơn r mối quan hệ đồng liên kết Kiểm định tối đa Eigenvalue : H0: Có r uan hệ đồng tích hợp; r = 0, 1, 2 H1: Có r+1 uan hệ đồng tích hợp 3.3.3 Kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn. Tiếp theo đó là ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa nợ nước ngoài và GNP. Mô hình ngắn hạn được sử dụng để xác định xem liệu tác động của nợ nước ngoài là lâu dài hay chỉ là tạm thời. Nếu câu trả lời là chỉ có trong ngắn hạn, thì các tác động của sự thay đổi trong nợ nước ngoài là tạm thời. Mặt khác, nếu các tác động có ý nghĩa trong cả ngắn hạn và dài hạn, thì nó sẽ có tác động tạm thời và lâu dài. Nếu có một trạng thái cân bằng hoặc mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến số không dừng sẽ có một hiệu chỉnh sai số (Engle và Granger, 1987). Mối quan hệ giữa Yt và Xt với một hiệu chỉnh sai số : ∆Yt= β0+ β1∆Xt –π êt-1+ εt
27 βt sẽ có tác động ngắn hạn, đo lường tác động ngay lập tức một sự thay đổi trong Xt sẽ có thay đổi trong Yt. Mặt khác là các hiệu ứng điều chỉnh và cho thấy bao nhiêu của sự mất cân bằng đang được điều chỉnh, tức là mức độ mà bất kỳ sự mất cân bằng trong kỳ trước tác động bất kỳ sự điều chỉnh trong thời gian Yt. Cơ chế hiệu chỉnh sai số tích hợp các động lực ngắn hạn với cân bằng dài hạn mà không làm mất các thông tin dài hạn. Điều này nắm bắt được các mối quan hệ ngắn hạn. Nó cố gắng để điều chỉnh các sai lệch ra khỏi sự cân bằng dài hạn và hệ số của nó có thể được hiểu là tốc độ điều chỉnh hoặc mức độ của sự mất cân bằng truyền từng thời kỳ tới tăng trưởng kinh tế (Ndung'u, 1993). Sau đó để củng cố cho các kết quả này bài nghiên cứu thực hiện các bước kiểm tra hàm phản ứng đẩy (IRF) và phân rã phương sai.
28 4.Kết quả nghiên cứu Phần này cung cấp các kết quả của việc kiểm định mô hình. Kiểm tra sự tồn tại của nghiệm đơn vị của từng chuỗi bằng cách sử dụng kiểm định gia tăng Dickey Fuller (ADF). Việc chọn độ trễ tối ưu cho kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết Johansen được quyết định bởi các tiêu chuẩn Schwartz (SC) và tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn (HQ). Nghiên cứu kiểm tra số lượng vector đồng liên kết bằng cách sử dụng số liệu kiểm định thống kê Trace và giá trị tối đa Eigenvalue. Sau đó phân tích đồng liên kết được sử dụng bằng cách sử dụng kỹ thuật Johansen (1988), kỹ thuật đồng liên kết và tính toán các phương trình trạng thái cân bằng dài hạn bình thường. Cuối cùng nghiên cứu sử dụng mô hình Vector điều chỉnh sai số (VECM) cho ngắn hạn, các bước kiểm tra hàm phản ứng đẩy, phân rã phương sai và nhân uả Granger. 4.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị và độ trễ tối ưu. 4.1.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị Sự không dừng của dữ liệu chuỗi thời gian thường được coi là một vấn đề trong phân tích thực nghiệm. Làm việc với các biến không dừng dẫn đến kết quả hồi quy giả, từ đó suy luận xa hơn là vô nghĩa. Vì vậy, điều quan trọng là kiểm tra tính dừng của tất cả các chuỗi được đưa vào mô hình. iểm tra ADF đã được sử dụng để kiểm tra tính dừng của tất cả các chuỗi . Giả thuyết H0 là các biến được điều tra có một nghiệm đơn vị, bác bỏ giả thiết nó không có. Các kết quả thử nghiệm cho các biến được trình bày trong bảng 4.1 cho tới 4.4.Ngoài các thử nghiệm ADF, nghiên cứu này cũng đã cố gắng để kiểm tra xu hướng của các biến bằng biểu đồ. Các biểu đồ của các biến thể hiện đặc tính tương tự của các biến như là thử nghiệm ADF.
30 Hình 4.1:Đồ thị cho nghiệm đơn vị.
31 Bảng 4.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến ở chuỗi gốc Biến LY Null Hypothesis: LY has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.9094 0.9368 Test critical values: 1% level -4.4407 5% level -3.6329 10% level -3.2547 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LY) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:10 Sample (adjusted): 1990 2011 Included observations: 22 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LY(-1) -0.0995 0.10937 -0.9094 0.3767 D(LY(-1)) 0.28046 0.13003 2.15691 0.0466 D(LY(-2)) -0.2638 0.06318 -4.1748 0.0007 D(LY(-3)) 0.28758 0.07633 3.76785 0.0017 C 3.21235 3.48333 0.9222 0.3701 @TREND(1986) 0.01607 0.01512 1.06236 0.3038 R-squared 0.87055 Adjusted R-squared 0.83009 S.E. of regression 0.05021 Sum squared resid 0.04034 Log likelihood 38.1006 Durbin-Watson stat 2.41172 Mean dependent var 0.20227 S.D. dependent var 0.12181 Akaike info criterion -2.9182 Schwarz criterion -2.6207 F-statistic 21.5195 Prob(F-statistic) 1E-06
32 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Biến LHK Null Hypothesis: LHK has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.578 0.7728 Test critical values: 1% level -4.3743 5% level -3.6032 10% level -3.2381 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LHK) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:08 Sample (adjusted): 1987 2011 Included observations: 25 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LHK(-1) -0.1882 0.11926 -1.578 0.1288 C 5.3792 3.29868 1.63072 0.1172 @TREND(1986) 0.02959 0.01924 1.53781 0.1384 R-squared 0.10556 Adjusted R-squared 0.02425 S.E. of regression 0.06891 Sum squared resid 0.10447 Log likelihood 32.9981 Durbin-Watson stat 1.7261 Mean dependent var 0.166 S.D. dependent var 0.06976 Akaike info criterion -2.3998 Schwarz criterion -2.2536 F-statistic 1.29818 Prob(F-statistic) 0.29314 (Nguồn: tác giả tự tính toán)
33 Biến LK Null Hypothesis: LK has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.287 0.0131 Test critical values: 1% level -4.4163 5% level -3.622 10% level -3.2486 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LK) Method: Least Squares Date: 09/29/13 Time: 17:04 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LK(-1) -0.302 0.07045 -4.287 0.0004 D(LK(-1)) -0.0417 0.07999 -0.5216 0.6083 D(LK(-2)) -0.2557 0.08038 -3.1808 0.0052 C 9.46025 2.09501 4.51561 0.0003 @TREND(1986) 0.04235 0.01441 2.93971 0.0088 R-squared 0.70154 Adjusted R-squared 0.63522 S.E. of regression 0.1039 Sum squared resid 0.19431 Log likelihood 22.2628 Durbin-Watson stat 1.26901 Mean dependent var 0.2513 S.D. dependent var 0.17203 Akaike info criterion -1.5011 Schwarz criterion -1.2543 F-statistic 10.5775 Prob(F-statistic) 0.00014 (Nguồn: tác giả tự tính toán)
34 Biến LLF Null Hypothesis: LLF has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.4028 0.3693 Test critical values: 1% level -4.3743 5% level -3.6032 10% level -3.2381 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LLF) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:10 Sample (adjusted): 1987 2011 Included observations: 25 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LLF(-1) -0.4002 0.16658 -2.4028 0.0251 C 6.89247 2.8545 2.4146 0.0245 @TREND(1986) 0.00965 0.00431 2.23825 0.0356 R-squared 0.24647 Adjusted R-squared 0.17796 S.E. of regression 0.01907 Sum squared resid 0.008 Log likelihood 65.1172 Durbin-Watson stat 2.03094 Mean dependent var 0.0256 S.D. dependent var 0.02103 Akaike info criterion -4.9694 Schwarz criterion -4.8231 F-statistic 3.59788 Prob(F-statistic) 0.04448 (Nguồn: tác giả tự tính toán)
35 Biến LEDY Null Hypothesis: LEDY has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.48494 0.3319 Test critical values: 1% level -4.37431 5% level -3.6032 10% level -3.23805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LEDY) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:07 Sample (adjusted): 1987 2011 Included observations: 25 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LEDY(-1) -0.2922 0.11759 -2.48494 0.021 C 0.31475 0.172697 1.82254 0.082 @TREND(1986) -0.0307 0.01349 -2.27316 0.0331 R-squared 0.2412 Adjusted R-squared 0.17222 S.E. of regression 0.37654 Sum squared resid 3.11929 Log likelihood -9.4576 Durbin-Watson stat 1.24761 Mean dependent var 0.004 S.D. dependent var 0.41386 Akaike info criterion 0.99661 Schwarz criterion 1.14287 F-statistic 3.49652 Prob(F-statistic) 0.04802 (Nguồn: tác giả tự tính toán)
36 Bảng 4.2:Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở chuỗi gốc. Biến ADF-statistic (độ trễ) P – value ết luận LY -0.909359 (3) 0.937 hông dừng LHK -1.577996 (0) 0.773 hông dừng LK -4.286962 (2) 0.013 Dừng LLF -2.402766 (0) 0.369 hông dừng LEDY -2.484938 (0) 0.332 hông dừng (Nguồn: tác giả tự tính toán) Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; là ở mức ý nghĩa 5%. Báo cáo kết quả trong Bảng 4.2 và .4 được thực hiện với xu hướng và hệ số chặn. Kết quả cho thấy 4 trong số các chuỗi trình bày đều không dừng ở chuỗi gốc trừ trường hợp của biến LK dừng ở mức ý nghĩa 5%. Nói cách khác, giả thuyết H0 cho rằng mỗi chuỗi thời gian có một nghiệm đơn vị không thể bị bác bỏ. Tuy nhiên, giả thuyết này bị bác bỏ khi chuỗi được lấy sai phân bậc 1. Kết quả kiểm định được trình bày ở Bảng 4.4
37 Bảng 4.3 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân của các biến Biến LY Null Hypothesis: D(LY) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.8914 0.0313 Test critical values: 1% level -4.4679 5% level -3.645 10% level -3.2615 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LY,2) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:11 Sample (adjusted): 1991 2011 Included observations: 21 after adjustments Std. Variable Coefficient Error t-Statistic Prob. D(LY(-1)) -0.5328 0.13691 -3.8914 0.0014 D(LY(-1),2) -0.463 0.11192 -4.137 0.0009 D(LY(-2),2) -0.3384 0.04279 -7.909 0 D(LY(-3),2) -0.123 0.07424 -1.6565 0.1184 C -0.0323 0.04735 -0.6813 0.5061 @TREND(1986) 0.00616 0.00216 2.85573 0.012 R-squared 0.89754 Adjusted R-squared 0.86338 S.E. of regression 0.03886 Sum squared resid 0.02266 Log likelihood 41.9367 Durbin-Watson stat 2.23025 Mean dependent var -0.0043 S.D. dependent var 0.10515 Akaike info criterion -3.4225 Schwarz criterion -3.1241 F-statistic 26.2787 Prob(F-statistic) 1E-06
38 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Biến LHK Null Hypothesis: D(LHK) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.2246 0.0143 Test critical values: 1% level -4.3943 5% level -3.6122 10% level -3.2431 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LHK,2) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:09 Sample (adjusted): 1988 2011 Included observations: 24 after adjustments Std. Variable Coefficient Error t-Statistic Prob. D(LHK(-1)) -0.9535 0.2257 -4.2246 0.0004 C 0.16623 0.05308 3.13182 0.005 @TREND(1986) -0.0006 0.00222 -0.2663 0.7926 R-squared 0.46149 Adjusted R-squared 0.4102 S.E. of regression 0.07434 Sum squared resid 0.11605 Log likelihood 29.9273 Durbin-Watson stat 1.95453 Mean dependent var 0.00292 S.D. dependent var 0.0968 Akaike info criterion -2.2439 Schwarz criterion -2.0967 F-statistic 8.99828 Prob(F-statistic) 0.00151 (Nguồn: tác giả tự tính toán)
39 Biến LK Null Hypothesis: D(LK) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.2771 0 Test critical values: 1% level -4.4163 5% level -3.622 10% level -3.2486 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LK,2) Method: Least Squares Date: 10/25/13 Time: 14:15 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Std. Variable Coefficient Error t-Statistic Prob. D(LK(-1)) -1.0032 0.10814 -9.2771 0 D(LK(-1),2) 0.07904 0.0955 0.82765 0.4181 C 0.48662 0.11931 4.0788 0.0006 @TREND(1986) -0.0164 0.00614 -2.6744 0.015 R-squared 0.86132 Adjusted R-squared 0.83942 S.E. of regression 0.14377 Sum squared resid 0.39271 Log likelihood 14.1715 Durbin-Watson stat 1.28061 Mean dependent var -0.0787 S.D. dependent var 0.35876 Akaike info criterion -0.8845 Schwarz criterion -0.687 F-statistic 39.3337 Prob(F-statistic) 0 (Nguồn: tác giả tự tính toán)
40 Biến LLF Null Hypothesis: D(LLF) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 5 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.7249 0.0456 Test critical values: 1% level -4.5326 5% level -3.6736 10% level -3.2774 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LLF,2) Method: Least Squares Date: 09/29/13 Time: 15:03 Sample (adjusted): 1993 2011 Included observations: 19 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LLF(-1)) -1.6219 0.43543 -3.7249 0.0034 D(LLF(-1),2) 0.83934 0.35411 2.37026 0.0371 D(LLF(-2),2) 0.39419 0.18217 2.16391 0.0533 D(LLF(-3),2) 0.28554 0.13422 2.12742 0.0568 D(LLF(-4),2) 0.14456 0.08493 1.70211 0.1168 D(LLF(-5),2) 0.13047 0.04798 2.71911 0.02 C 0.0498 0.01404 3.54578 0.0046 @TREND(1986) -0.0007 0.00027 -2.626 0.0236 R-squared 0.76484 Adjusted R-squared 0.61519 S.E. of regression 0.00358 Sum squared resid 0.00014 Log likelihood 85.24 Durbin-Watson stat 2.68723 Mean dependent var 0 S.D. dependent var 0.00577 Akaike info criterion -8.1305 Schwarz criterion -7.7329 F-statistic 5.11098 Prob(F-statistic) 0.00846 (Nguồn: tác giả tự tính toán)
41 Biến LEDY Null Hypothesis: D(LEDY) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.98912 0.0004 Test critical values: 1% level -4.44074 5% level -3.6329 10% level -3.25467 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LEDY,2) Method: Least Squares Date: 10/12/13 Time: 10:57 Sample (adjusted): 1990 2011 Included observations: 22 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LEDY(-1)) -0.8361 0.139595 -5.98912 0 D(LEDY(-1),2) 0.12386 0.114929 1.07771 0.2962 D(LEDY(-2),2) 0.03756 0.103247 0.36378 0.7205 C -0.2731 0.099291 -2.75043 0.0137 @TREND(1986) 0.01297 0.00637 2.03592 0.0576 R-squared 0.82767 Adjusted R-squared 0.78713 S.E. of regression 0.17717 Sum squared resid 0.53362 Log likelihood 9.69371 Durbin-Watson stat 2.60602 Mean dependent var -0.075 S.D. dependent var 0.384 Akaike info criterion -0.4267 Schwarz criterion -0.1787 F-statistic 20.4126 Prob(F-statistic) 3E-06 (Nguồn: tác giả tự tính toán)
42 Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân Biến ADF-statistic (độ trễ) P – value ết luận D(LY) -3.891429 (3) 0.0313 Dừng D(LHK) -4.224568 (0) 0.0143 Dừng D(LK) -9.27708 (1) 0.0000* Dừng D(LLF) -3.724947(5) 0.0456 Dừng D(LEDY) -5.989118 (2) 0.0004* Dừng (Nguồn: tác giả tự tính toán) Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; là ở mức ý nghĩa 5%. 4.1.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu Sau khi phân tích kết quả của kiểm định nghiệm đơn vị, bước tiếp theo là tìm ra độ trễ tối ưu cho phân tích đồng liên kết, xác định cấu trúc độ trễ tối ưu của mô hình, tức là số lượng độ trễ để có thể nắm bắt được chuỗi. Kết quả của hai tiêu chí khác nhau để lựa chọn độ trễ tối ưu được thể hiện trong Bảng 4.5. Cả thống kê SC và thống kê HQ đề nghị một độ trễ như độ trễ tối ưu (ở đây là 2). Bảng 4.5 : Kết quả độ trễ tối ưu Lag SC HQ 0 -2.32538 -2.50569 1 -12.1234 -13.2053 2 -14.93186* -16.91533* Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; là ở mức ý nghĩa 5%
43 SC: Tiêu chuẩn thông tin Schwarz HQ: Tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn 4.2 Kết quả kiểm định đồng liên kết. Sau khi kiểm định tính dừng và độ trễ tối ưu bước tiếp theo là kiểm tra sự tồn tại của mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình. Nghiên cứu này áp dụng kiểm định của Johansen (1988), kiểm định đồng liên kết để xem xét liệu có tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết hay không. Quy trình kiểm định đồng liên kết của Johansen chủ yếu tập trung để tìm ra số lượng vector đồng liên kết trong hệ thống. Nếu số lượng vector đồng liên kết r (0 ≤ r ≤ n) là 0, nó có ngụ ý rằng không có mối quan hệ lâu dài giữa các biến. Mặt khác, nếu có r vector đồng liên kết, nó cho thấy rằng có (n-r) xu hướng ngẫu nhiên trong các biến liên kết với nhau. Bảng 4.6 :Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Trace) Hypothesized No. Trace 0.05 Critical Eigenvalue Prob. of CE(s) Statistic Value None * 0.958321 167.3968 76.97277 0.0000* At most 1 * 0.813942 94.30844 54.07904 0.0000* At most 2 * 0.648422 55.62937 35.19275 0.0001* At most 3 * 0.585789 31.58691 20.26184 0.0009* At most 4 * 0.388575 11.31517 9.164546 0.0193 Chỉ số Trace cho thấy có ít nhất 1 vector đồng liên kết trong mô hình ở mức ý nghĩa 1%
44 Bảng 4.7 :Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Max-Eigen) Hypothesized Max-Eigen 0.05 Critical Eigenvalue Prob. No. of CE(s) Statistic Value None * 0.958321 73.08838 34.80587 0.000* At most 1 * 0.813942 38.67906 28.58808 0.0019* At most 2 * 0.648422 24.04246 22.29962 0.0283 At most 3 * 0.585789 20.27174 15.8921 0.0096* At most 4 * 0.388575 11.31517 9.164546 0.0193 Chỉ số Max-Eigen cho thấy có ít nhất 1 vector đồng liên kết trong mô hình ở mức ý nghĩa 1% Bảng 4.6 và 4.7 cho thấy các kết quả của kiểm định đồng liên kết Johansen dựa trên thống kê Trace và giá trị tối đa Eigenvalue tương ứng. Các kiểm định thống kê giúp đánh giá liệu có tồn tại một mối quan hệ lâu dài giữa LY, LH , L , LLF và LEDY. Cả hai thử nghiệm cho thấy mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình. Giả thuyết H0 của không có mối quan hệ đồng liên kết bị bác bỏ, các giả thuyết rằng ít nhất một vector đồng liên kết được chấp nhận bởi cả hai thử nghiệm ở mức ý nghĩa 1% . Kết quả của hai kiểm định còn cho thấy có ít nhất 4 vector đồng liên kết trong mô hình với mức ý nghĩa 5% . Như vậy theo kết quả của kiểm định Johansen, có thể kết luận rằng có mối quan hệ dài hạn tồn tại giữa LY, LH , L , LLF và LEDY.
45 Bảng 4.8: Phương trình cân bằng dài hạn. Independent Coefficient variable Std. Error t-Statistic Prob. Constant -1.216557 9.095982 -0.133747 0.8949 Log (Human -0.005866 0.110785 -0.052947 0.9583 capital) Log (Capital 0.840639* 0.027458 30.61584 0.0000 stock) Log (Labour 0.446907 0.692542 0.645314 0.5257 force) Log (External debt as 0.178573* 0.03293 5.422867 0.0000 percentage of GDP) (Nguồn: tác giả tự tính toán) Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; là ở mức ý nghĩa 5% LY = -1.2165 – 0.0059LHK + 0.8406LK + 0.4469LLF + 0.1786LEDY Từ kết quả thực nghiệm trong bảng 4.8 cho thấy nguồn nhân lực có tác động tiêu cực khác với kỳ vọng đến tăng trưởng kinh tế tuy nhiên tác động là rất nhỏ (-0.00587). Điều này có nghĩa là 1 phần trăm gia tăng trong chi tiêu giáo dục hàng năm (được sử dụng như đại diện cho nguồn nhân lực) dẫn đến làm giảm GNP khoảng 0.006 phần trăm. Tuy nhiên mối quan hệ này không có ý
46 nghĩa thống kê, nhưng cũng đáng để xem xét lý do tại sao nguồn nhân lực lại có ảnh hưởng không như mong đợi này. L.Pritchett (2000) đã lý giải ba nguyên nhân có thể dẫn đến ảnh hưởng khác nhau của nguồn nhân lực lên tăng trưởng kinh tế ở các nền kinh tế. Đầu tiên, đó là do các nhà uản lý có thể có uan điểm rằng tích lũy vốn cho giáo dục sẽ làm thấp tăng trưởng kinh tế. Thứ hai, có lẽ lợi nhuận biên của giáo dục đã giảm một cách nhanh chóng do cung vượt uá cầu. Thứ ba, chất lượng giáo dục có thể uá thấp dẫn đến không làm tăng kỹ năng và năng suất của người lao động. Ba điều này có thể dẫn tới việc nguồn nhân lực (đại diện bởi chi phí giáo dục hàng năm của chính phủ) có giá trị âm tuy rất nhỏ. Kết quả cũng cho thấy một mối quan hệ tích cực giữa vốn và tăng trưởng kinh tế. Điều này phù hợp với nhận định chung rằng vốn là một yếu tố quan trọng của sản xuất do đó nó là tích cực liên uan đến tăng trưởng kinh tế. Vì vốn là một trong những yếu tố quyết định chính của GNP, do đó, theo ước tính nó có các tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả ở trên cũng đã cho thấy rõ điều này, vốn có ảnh hưởng rất đáng kể đến tăng trưởng kinh tế, cao nhất trong các biến với hệ số 0.84 , tức 1 phần trăm tăng vốn dẫn đến tăng GNP 0.84 phần trăm, ở ý nghĩa ở mức 1 phần trăm. Mối quan hệ này phù hợp với các lý thuyết kinh tế. Điều này cũng cho thấy sự khan hiếm vốn ở Việt Nam. Lực lượng lao động cho thấy tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Tác động chỉ đứng sau vốn 0.44. Điều này có thể lý giải là do Việt Nam là một quốc gia có lực lượng người trong độ tuổi lao động lớn. Tuy chất lượng lao động chưa cao nhưng giá nhân công rẻ. Đây là một yếu tố thu hút các nguồn đầu tư nước ngoài. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hameed và cộng sự (2008), người đã tìm ra tác động tích cực của lực lượng lao động và tăng trưởng kinh tế ở Pakistan. Trong khi Wijeweera và cộng sự (2005), cũng đã
47 tìm thấy cùng một kết quả cho Srilanka. Tuy nhiên kết quả này không có ý nghĩa về mặt thống kê. Nợ nước ngoài trong dài hạn có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm trong thay đổi của nợ nước ngoài làm tăng 0.17 phần trăm trong tăng trưởng kinh tế. Kết quả cũng có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 1 phần trăm. Kết quả tích cực giữa nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế tương đồng với kết quả nghiên cứu của Abu Baker và Hassan (2008) khi phân tích tác động của nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Malaysia. Điều này cũng chứng tỏ Việt Nam không bị ảnh hưởng của tình trạng nhô nợ trong giai đoạn nghiên cứu. Trong các biến, biến vốn và biến lực lượng lao động góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế trong nước nhiều nhất, sau đó là nợ nước ngoài trong giai đoạn nghiên cứu. Trong khi đó nguồn nhân lực cho ra một kết quả tiêu cực khá nhỏ và không có ý nghĩa thống kê ,kết quả của lực lượng lao động là không có ý nghĩa thống kê còn vốn là nợ nước ngoài có ý nghĩa ở mức 1phần trăm. 4.3 Kết quả kiểm định ngắn hạn Phương trình kiểm tra động lực ngắn hạn có hai mục tiêu uan trọng. Thứ nhất, kết quả này thể hiện gánh nặng nợ của một quốc gia là lâu dài, có tính bền vững hay chỉ có tác động tạm thời. Nếu tác động này là có ý nghĩa cả trong dài hạn và ngắn hạn thì có thể nói rằng những thay đổi này vừa trong dài hạn vừa trong ngắn hạn. Cuối cùng, hệ số hiệu chỉnh sai số (Error Correction Term - ECT) cung cấp thông tin về tốc độ điều chỉnh một độ lệch từ cân bằng dài hạn. Kết quả ngắn hạn của mô hình được mô tả trong Bảng 4.9.
48 Bảng 4.9: Động lực trong ngắn hạn. Independent Coefficient S.E t-statistics variable Error Corretion Term -1.429066 (0.44546) -3.20806 Log (Human capital) 0.18556 (0.11317) 1.63972 Log (Capital stock) 0.114528 (0.09755) 1.17406 Log (Labour force) -2.057677 (0.85189) -2.41542 Log (External debt as percentage of GDP) -0.034453 (0.07676) -0.44882 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; là ở mức ý nghĩa 5% Kết quả trong ngắn hạn có sự khác biệt so với những kết quả nhận được trong dài hạn. Kết quả chỉ ra rằng tác động của nguồn nhân lực và vốn là tích cực trong ngắn hạn. Tuy nhiên cả hai chỉ số này đều không có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, lực lượng lao động và nợ nước ngoài lại có tác động tiêu cực lên tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm tăng trong nợ nước ngoài làm giảm tăng trưởng kinh tế 0.03 phần trăm trong ngắn hạn,chỉ số này là khá nhỏ và lại không có ý nghĩa thống kê. Trong bốn chỉ số thì chỉ có lực lượng lao động là có ý nghĩa thống kê ở mức 5 phần trăm.
49 Trong ngắn hạn thì nguồn nhân lực cho thấy kết quả đối lập với kết quả trong dài hạn nhưng giống như các nghiên cứu trước đây, chỉ số này thể hiện mối quan hệ tích cực giữa nguồn nhân lực và tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm tăng trong nguồn nhân lực làm tăng 0.18 phần trăm tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên chỉ số này thì không có ý nghĩa thống kê . Nguồn vốn vẫn cho thấy một tác động tích cực và khá lớn như đã được tìm thấy trong dài hạn. Tuy nhiên trong ngắn hạn kết quả không có ý nghĩa về mặt thống kê. Điều này cho thấy ảnh hưởng lớn của nguốn vốn đến tăng trưởng kinh tế như thế nào ở Việt Nam. Đây cũng là một định hướng cho những nhà hoạch định chính sách trong việc huy động nguồn vốn cho phát triển kinh tế. Kết quả về ảnh hưởng của lực lượng lao động và nợ nước ngoài có thể cho một cái nhìn khác về ảnh hưởng của hai chỉ tiêu này đến tăng trưởng kinh tế. hác với trong dài hạn khi mà hai chỉ số này đóng góp một phần khá lớn, lực lượng lao động là 0. và nợ nước ngoài là 0.17 thì trong ngắn hạn, lực lượng lao động cũng cho một hệ số âm lớn là 2.01 còn nợ nước ngoài là âm 0.03. Điều này cho thấy trong ngắn hạn Việt Nam đã xảy ra tình trạng nhô nợ. Điều này có thể được giải thích là do khả năng uản lý nợ yếu kém của Việt Nam. Sau khi xác định sự tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết, sự mất cân bằng có thể tồn tại trong ngắn hạn. Nếu mối quan hệ lâu dài giữa các biến khác nhau tồn tại thì một uá trình sửa lỗi cũng diễn ra. Hệ số sửa lỗi cung cấp thông tin về tốc độ điều chỉnh với cân bằng dài hạn sau một cú shock ngắn hạn. Tốc độ của hệ số điều chỉnh được tìm ra từ mô hình. Sự điều chỉnh sai số ECT là lớn một cách đáng kể, cho thấy sự tồn tại của cơ chế điều chỉnh sai số và ngụ ý rằng các biến sau khi được lấy sai phân D(LY), D(LH ), D(L ), D(LLF) và D(LEDY) hội tụ về mối quan hệ cân bằng dài hạn. Tốc độ điều
50 chỉnh của sai số cân bằng gợi ý rằng nếu một cú sốc được đưa vào mô hình 143% độ lệch là được hiệu chỉnh trong một năm. ECT là âm và có ý nghĩa với giá trị thống kê t cao 3.21, xác nhận việc tìm thấy một mối quan hệ đồng liên kết. Hàm phản ứng đẩy Hình 4.2 : Hàm phản ứng đẩy (IRFs) Hàm phản ứng đẩy thể hiện phản ứng của GNP trước các cú sốc (chênh lệch giữa kết quả thực tế với kết quả từ mô hình ) của nguồn nhân lực, vốn, lao động cũng như nợ nước ngoài. Kết quả trong 10 năm cho thấy ảnh hưởng của các cú sốc này khá mạnh và khá lâu dài tới tăng trưởng kinh tế.
51 Phân rã phương sai Cholesky Bảng 4.10: Dự báo phân rã phương sai Period S.E. LY LHK LK LLF LEDY 1 0.03491 100 0 0 0 0 2 0.06027 61.5747 8.09468 11.0108 1.72932 17.5906 3 0.08469 39.4084 7.11014 15.5155 9.9535 28.0125 4 0.10759 30.0992 6.64513 14.9965 15.8622 32.397 5 0.13577 24.4224 6.47195 12.9508 19.3211 36.8338 6 0.16437 20.2416 5.6689 11.2677 23.6146 39.2072 7 0.19492 17.364 5.02994 10.0809 27.2509 40.2742 8 0.22602 15.4608 4.38107 9.19931 30.2971 40.6618 9 0.25743 13.9974 3.78815 8.64244 33.0583 40.5136 10 0.2889 12.9539 3.31469 8.30758 35.2588 40.165 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Kết quả phân rã phương sai trong bảng 4.10, cho ví dụ về một năm sau khi tác động, cú sốc có thể giải thích 17.6 phần trăm các biến động về tăng trưởng kinh tế. Do đó, cú sốc tạm thời của nợ có thể được coi như một động lực khá lớn của tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn. Một thực tế đáng chú ý nữa có thể thấy được từ kết quả này đó là trong cả khoảng thời gian khá dài biến nợ nước ngoài luôn chiếm ưu thế so với các biến còn lại trong ảnh hưởng của nó tới tăng trưởng kinh tế. Chỉ số này không ngừng tăng từ 17.6 phần trăm cho tới 40 phần trăm.
52 Kiểm định nhân quả Granger. Bảng 4.11 Kết quả kiểm định nhân quả Granger Bậc tự Biến Chi-sq Prop. do D(LHK) 2.74572 2 0.2534 D(LK) 1.39809 2 0.4971 D(LLF) 7.27884 2 0.0263 D(LEDY) 3.02163 2 0.2207 All 19.5743 8 0.0121 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Kết quả kiểm định nhân uả Granger nhằm kiểm định liệu có tồn tại mối quan hệ nhân uả giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc LY hay không. Kiểm định này được thực hiện bằng cách cố định các nhân tố khác và chỉ xem xét tác động giữa các biến cần xem xét.Kết quả cho thấy các biến trễ của biến độc lập có giải thích cho biến tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên chi có biến lực lượng lao động là có ý nghĩa thống kê.
53 5. Kết luận Vốn là một trong những yếu tố quan trọng cho sự tăng trưởng và phát triển kinh tế của mỗi đất nước; trong đó vốn vay nước ngoài đã góp phần quan trọng thúc đẩy nhanh sự phát triển kinh tế - xã hội và rút ngắn khoảng cách ở một số nước nghèo với các nước giàu. Nhờ vốn vay nước ngoài mà một số nước đã đạt được nhiều thành công trong phát triển kinh tế trong thập kỷ gần đây như: Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia Bên cạnh đó một số nước vay nợ nước ngoài đã không có tác động thúc đẩy tăng trưởng, mà ngược lại trở thành gánh nặng nợ và gây ra những hiểm hoạ, nguy cơ khủng hoảng vô cùng to lớn đối với đất nước và cả dân tộc như Hy Lạp, Ai Len, Bồ Đào Nha Vấn đề vay nợ nước ngoài và tác động của vay nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế là một vấn đề hết sức nóng bỏng và uan trọng. Nhiều nhà hoạch định chính sách coi việc này như là một trong những nguyên nhân gây ra khủng hoảng. Việt Nam cũng như nhiều nước đang phát triển đã và đang có chính sách sử dụng vốn nước ngoài nhằm đạt được các mục tiêu về phát triển và tăng trưởng kinh tế cao.Tuy nhiên, khủng hoảng tài chính của các nước đi trước đã đặt Việt Nam vào tình huống phải xem xét lại chính sách vay nợ của mình.Làm sao để huy động được tối đa nguồn lực bên ngoài để phát triển đất nước một cách an toàn, mà không gây khủng hoảng hoặc gánh nặng nợ cho nền kinh tế sau này. Nghiên cứu đã cố gắng để kiểm tra tác động dài hạn và ngắn hạn của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong giai đoạn 1986- 2011, nghiên cứu này xem GNP như một hàm của chi phí giáo dục hàng năm (đại diện cho nguồn nhân lực), vốn, lao động và nợ nước ngoài. Phương trình cân bằng dài hạn được thiết lập bằng cách áp dụng kiểm định đồng liên kết Johansen trong khi kết quả ngắn hạn đã thu được thông ua Vector hiệu
54 chỉnh sai số. Cuối cùng đo lường hệ số hiệu chỉnh sai số để nắm bắt tốc độ điều chỉnh trong ngắn hạn. Kết quả thực nghiệm cho thấy nợ nước ngoài tạo nên một tác động tiêu cực rất nhỏ đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn với hệ số 0.03 nhưng không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên trong dài hạn nó lại cho thấy một hệ số tác động tích cực khoảng 0.17 với mức ý nghĩa 1 phần trăm , điều này chỉ ra rằng trong trường hợp của Việt Nam nợ nước ngoài đang đóng một vai trò khá uan trọng và khuyến khích tăng trưởng kinh tế.Kết quả này phù hợp với các phát hiện của Abu Bakar (2008) về tác động của nợ nước ngoài lên tăng trưởng kinh tế ở Malaysia , Clements và cộng sự ( 2003) cũng như Nguyễn Hoàng Phương (2007) tuy nhiên trái ngược với tìm thấy của Đoàn im Thành (2008) về mối quan hệ giữa ODA với tăng trưởng kinh tế.Nợ nước ngoài bên cạnh vốn đang là hai nhân tố đóng góp chính vào tốc độ tăng trưởng kinh tế.Kết quả nghiên cứu cũng đã cho thấy rõ điều này, vốn có ảnh hưởng rất đáng kể đến tăng trưởng kinh tế, cao nhất trong các biến với hệ số 0.84 trong dài hạn,tức 1 phần trăm tăng vốn dẫn đến tăng GNP 0.84 phần trăm, ở ý nghĩa ở mức 1 phần trăm , trong ngắn hạn tác động này cũng khá lớn 11 phần trăm ,tuy nhiên kết quả này không có ý nghĩa thống kê.Nguồn nhân lực có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn nhưng lại có ảnh hưởng tiêu cực tuy khá nhỏ 0.006 trong dài hạn nhưng cả hai chỉ số này đều không có ý nghĩa thống kê. Chỉ số này thể hiện một lực lượng lao động trình độ học vấn và năng suất cao có thể dẫn đến tăng tốc độ uá trình tăng trưởng trong ngắn hạn. Lực lượng lao động cho thấy tác động tích cực trong dài hạn nhưng lại có ảnh hưởng tiêu cực lớn đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn điều này chỉ ra rằng lao động không có tay nghề có năng suất thấp và không có khả năng làm tăng mức sản lượng trong nước. Một thông số điều chỉnh đáng kể thu được từ phương trình đồng liên kết khẳng định
55 mối quan hệ lâu dài. Hệ số hiệu chỉnh sai số là 1.43 cho rằng 143 phần trăm của bất kỳ độ lệch khỏi cân bằng dài hạn sẽ được điều chỉnh trong một năm. Kết quả nguyên cứu này khuyến khích chính sách kinh tế trong tương lai nên chú trọng việc gia tăng tiết kiệm trong nước và tăng kim ngạch xuất khẩu để góp phần gia tăng nguồn vốn để có thể tăng tốc độ tăng trưởng và giảm sự phụ thuộc của nền kinh tế vào nợ nước ngoài cái mà có thể gây ra nhiều tác động tiêu cực như hiện tượng nhô nợ ( chưa thấy ở Việt Nam ) hay các điều kiện ràng buộc bất lợi từ các tổ chức cho vay. Điều này là rất quan trọng để tạo ra môi trường thuận lợi cho đầu tư và tập trung nhiều về các chính sách nên có trên dòng đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), trong khi dòng chảy của các khoản nợ cần được giảm thiểu.Tuy nhiên chúng ta chưa thể giảm việc vay nợ nước ngoài một sớm một chiều và nợ nước ngoài cũng đang cho thấy những ảnh hưởng tích cực trong dài hạn do vậy việc quản lý nợ sao cho hiệu quả và an toàn nhất cần phải bàn đến như là : Lựa chọn danh mục vay hợp lý, cần đảm bảo cơ cấu nợ bền vững , đánh giá cẩn thận từng món vay mới , đặc biệt uan tâm tới việc duy trì cơ cấu nợ theo thời gian hợp lý.Cần phải có một chính sách giám sát nợ chặt chẽ và chiến lược quản lý nợ phù hợp , duy trì nợ ở một mức hợp lý để nâng cao chất sử dụng nợ nước ngoài trong tương lai. Gia tăng dự trữ ngoại hối , đây là phương tiện để đảm bảo khả năng thanh toán uốc tế nhằm thỏa mãn nhu cầu nhập khẩu , mở rộng đầu tư,hợp tác kinh tế với nước ngoài ,cũng như là tấm đệm trước những cú sốc về dòng vốn. Đa dạng hóa và khai thác triệt để các nguồn vốn vay nước ngoài .Coi trọng vốn vay dài hạn dưới hình thức ưu đãi của các tổ chức tài chính - tiền tệ , đặc biệt nguồn vốn ODA .Hạn chế các khoản vay thương mại với lãi suất cao ,thời gian ngắn.
56 Bên cạnh đó chúng ta cũng phải ổn định môi trường thể chế .Đây là điều kiện tiên uyết cho tăng trưởng kinh tế .Theo hướng này trong những năm ua Việt Nam đã tiến bộ rất nhiều,một loạt các luật và văn bản pháp uy đã được ban hành hoặc sửa đổi nhằm cải thiện môi trường kinh tế và tạo những điều kiện thuận lợi cho hoạt động kinh doanh.Tuy nhiên, việc thay đổi liên tục luật lệ và chính sách kinh tế đã gây trở ngại cho đầu tư dài hạn.Nhưng việc cấp thiết phải làm là cải cách kinh tế sâu rộng , bao gồm đổi mới và phát triển các thể chế.Chỉ khi xu hướng caỉ cách dài hạn được thực thi thì những đổi mới và phát triển các thể chế mới có tác dụng.Ổn định và tăng trường là hai mặt của tiến trình phát triển.Ổn định là cần thiết để tăng trưởng nhưng ổn định chỉ có ý nghĩa khi nó đảm bảo cho tăng trưởng nhanh và bền vững.Ngược lại , tăng trưởng cao được duy trì trong thời gian dài sẽ đảm bảo ổn định. Cải thiện môi trường đầu tư như cải cách mạnh mẽ hành chính công , đặc biệt lả các uy định về công chứng và thủ tục hành chính, thủ tục hành chính, thủ tục đầu tư;cải thiện tính minh bạch của luật lệ và chính sách đảm bảo nhất uán của văn bản pháp luật ở mọi cấp.Đầu tư hơn nữa vào cơ sở hạ tầng kỹ thuật Một số hạn chế của bài nghiên cứu: Bài nghiên cứu còn một số điểm hạn chế như: Do việc tìm kiếm số liệu của Việt Nam khá khó khăn, tác giả phải lấy số liệu trên các nguồn ngoài Việt Nam do vậy có thể có sự khác biệt nhỏ giữa số liệu thực tế do chính phủ Việt Nam công bố và số liệu trong nghiên cứu. Số liệu của Việt Nam về chi tiêu của chính phủ cho giáo dục bị thiếu trong giai đoạn 1986 – 1988 do vậy tác giả phải sử dụng tốc độ tăng trưởng trung bình từ năm 1989-2011 để tính ngược lại cho ba năm 1986-1988 , do vậy có thể tìm thấy sự khác biệt giữa
57 số liệu thực tế trong giai đoạn này với số liệu mà tác giả đề cập. Thứ hai, thời gian nghiên cứu chưa dài (26 mẫu uan sát) đây có thể là nguyên nhân dẫn đến kết quả một số biến không có ý nghĩa thống kê, và chưa nắm bắt hết tác động của các biến với nhau. Kết quả nghiên cứu này hy vọng sẽ đóng góp vào nguồn tài liệu hiện có về những nghiên cứu về ảnh hưởng của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế như một bằng chứng thực nghiệm ở một nước đang phát triển.
6. Tài liệu tham khảo Tiếng Anh 1. Abu Bakar, N. A. and Hassan, S., (2008).Empirical Evaluation on External Debt of Malaysia. International Business & Economics Research Journal, Vol 7, No 2, pp 95-108. 2. Asian Development Bank, (2013) .Key Indicators for Asia and the Pacific 2013. 3. Adosla,W.A ,(2009).Debt Servicing and Economic Growth in Nigeria: An Empirical Investigation. Global Journal of social sciences, Vol.8,No.2,1-11. 4. Ahmed, M. M., (2008).External Debts, Growth and Peace in the Sudan Some Serious Challenges Facing the Country in the Post- Conflict Era. CHR Michelsen Institute SR 2008: 1, Sudan. 5. Ayadi, F. S. and. Ayadi, F. O., (2008).The Impact of External Debt on Economic Growth: A Comparative Study of Nigeria and South Africa. Journal of Sustainable Development in Africa, Vol. No. 10, No.3, pp 234-264. 6. Boopen, S., Kesseven, P. and Ramesh, D., (2007).External Debt and Economic Growth: A Vector Error Correction Approach. International Journal of Business Research, pp 211-233. 7. Borensztein, E., (1990).Debt overhang, debt reduction and investment: The case of Philippines.IMF Working Paper, No. WP/90/7. 8. Cholifihani, M., (2008).A Co-integration Analysis of Public Debt Service and GDP in Indonesia. Journal of Management and Social Sciences, Vol. No. 4, No. 2.
9. Clements, B., Bhattacharya R. and Nguyen, T. Q., (2003).External Debt, Public Investment, and Growth in Low-Income Countries. IMF Working Paper. 03/249 ( 10. Cohen, D., (1993).Low Investment and Large LDC Debt in the 1980. American Economic Review, Vol. No. 83 (3), pp 437-449. 11. Cunningham, R. T., (1993).The Effect of Debt Burden on Economic Growth in Heavily Indebted Nation. Journal of economic development, Vol.18 No.1. 12. Deshpande, A., (1997).The debt overhang and the disincentive to invest. Journal of development Economics, Vol. No, 52(1), pp 169- 187. 13. Engle, R. F. and Granger, C. W. J., (1987).Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation and Testing. Econometrica, Vol. No.55, pp. 251-278. 14. Granger, C. W. J. and Newbold, P., (1974).Spurious Regression in Econometrics. Journal of Econometrics, Vol. No.2 (2), pp 111-120. 15. Hameed, A., Ashraf. H. and Chaudhry, M. A., (2008).External Debt and its Impact on Economic Growth in Pakistan. International Research Journal of Finance and Economics, ISSN 1450-2887 Issue 20(2008). 16. Harris, R. and Sollis, R., (2003).Applied Time Series Modelling and Forecasting.Jhon Willey and Sons, Ltd.,Chichester, England. 17. Hasan, A. and Butt, S., (2008).Role of Trade, External Debt, Labor Force and Education in Economic Growth Empirical Evidence from Pakistan by using ARDL Approach.European Journal of Scientific Research, Vol. 20 No. 4, pp 852-862. 18. Johansen,S.,(1988).Statistical Analysis of CointegrationVectos.Journal of Economic Dynamics and Control, Vol. No. 12(2/3), pp 231-254.
19. Karagol, E., (2002).The Causality Analysis of External Debt Service and GNP: The Case of Turkey. Central Bank Review, Vol. No. 1 (2002), pp 39-64. 20. Krugman, P., (1988).Financing vs. forgiving a debt overhang: Some analytical issues. NBER Working Paper No. 2486 (Cambridge, Massachusetts: National Bureau of Economic Research). 21. Lucas, R. E., (1993).On the Determinents of Direct Foreign Investment Evidence from East and South East Asian. World Development, Vol. 21 No 03, pp 391-406. 22. Mohamed, M. A. A., (2005).The Impacts of external debt on economic growth: An empirical Assessment of the Sudan: 1978-2001. EASSRR, Vol. 21, No. 2, Sudan. 23. Oleksandr, D, (2003).Non linear impact of external debt on economic growth: The caseof post soviet countries. Unpublished M.A. thesis National University of “ yiv- Mohyla Academy”. 24. Omet, A. M. G. and Kalaji, F., (2003).External Debt and Economic Growth in Jordan: The Threshold Effect. International Economics, Vol. No. 256. Issue 3, pp 337-355. 25. Patenio, J. A. S. and. Tan-Cruz, A., (2007).Economic Growth and External Debt Servicing of the Philippines: 1981-2005. 10th National Convention on Statistics (NCS). 26. Patillo, C., Poirson. H. and Ricci, L., (2004).What Are the Channels Through Which External Debt Affects Growth. IMF Working paper ( 27. Romer, P., (1986).Increasing Returns and Long Run Growth. Journal of Political Economy, Vol. No. 94, pp 1002-1037. 28. Todaro, M. P., (1988).Economic Development in the Third World .Fourth Edition, Longman, New York and London, pp 411.
29. Warner, A.M., (1992).Did the Debt Crisis Cause the Investment Crisis?. Quarterly Journal of Economics, Vol. 107, No. 4, pp1161- 1186. 30. Were, M., (2001).The Impact of External Debt on Economic Growth in Kenya.United Nation University, World Institute for Development Economics Research, Paper No. 2001/116. 31. Wijeweera, A., Dollery. B. and Patberiya, P., (2005).Economic Growth and External Debt Servicing: A Cointegration Analysis of Sri Lanka, 1952 to 2002. Working Paper Series in Economics 2005-8. Tiếng Việt 1.Quốc hội nước Cộng hòa xã hội chủ nghĩa Việt Nam , (2011).Nghị quyết số10/2011/QH13 về về kế hoạch phát triển kinh tế-xã hội 5 năm 2011-2015. 2. Đoàn im Thành, (2008).Vốn vay ODA và khả năng trả nợ của Việt Nam, giai đoạn 1990-2005. Hội nghị nhóm các nhà tư vấn tài trợ cho Việt Nam, ngày /12/2008. 3.Nguyễn Hoàng Phương (2007) .Uớc lượng hiệu quả của vốn ODA đối với tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam giai đoạn 1986-2007. Nguồn tài chính trong nước và nước ngoài cho tăng trưởng ở Việt Nam ,Diễn đàn Phát triển Việt Nam ,NXB Lao động xã hội ,năm 2007.
7. Phụ lục 7.1 Bảng kết quả độ trễ tối ưu VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LY LHK LK LLF LEDY Exogenous variables: C Date: 09/29/13 Time: 18:03 Sample: 1986 2011 Included observations: 24 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion LogL LR FPE AIC SC HQ 35.8497 NA 5.26E-08 -2.5708 -2.3254 -2.5057 193.152 235.954 9.05E-13 -13.596 -12.123 -13.205 7.2 Bảng kết quả Trace statistic và Max-Eigen Statistic Date: 09/29/13 Time: 23:01 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant) Series: LY LHK LK LLF LEDY Lags interval (in first differences): 1 to 2 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05 Critical No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob. Value None * 0.95832 167.397 76.9728 0 At most 1 * 0.81394 94.3084 54.079 0 At most 2 * 0.64842 55.6294 35.1928 0.0001 At most 3 * 0.58579 31.5869 20.2618 0.0009 At most 4 * 0.38858 11.3152 9.16455 0.0193 Trace test indicates 5 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Max- Hypothesized 0.05 Eigen Critical No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob. Value None * 0.95832 73.0884 34.8059 0 At most 1 * 0.81394 38.6791 28.5881 0.0019 At most 2 * 0.64842 24.0425 22.2996 0.0283 At most 3 * 0.58579 20.2717 15.8921 0.0096 At most 4 * 0.38858 11.3152 9.16455 0.0193 Max-eigenvalue test indicates 5 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 7.3 Bảng kết quả kiểm định trong dài hạn Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 10/12/13 Time: 11:42 Sample: 1986 2011 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.2166 9.09598 -0.1337 0.8949
LHK -0.0059 0.11079 -0.0529 0.9583 LK 0.84064 0.02746 30.6158 0 LLF 0.44691 0.69254 0.64531 0.5257 LEDY 0.17857 0.03293 5.42287 0 R-squared 0.99854 Adjusted R-squared 0.99826 S.E. of regression 0.08298 Sum squared resid 0.14461 Log likelihood 30.6015 Durbin-Watson stat 1.38986 Mean dependent var 33.0123 S.D. dependent var 1.99103 Akaike info criterion -1.9694 Schwarz criterion -1.7274 F-statistic 3592.81 Prob(F-statistic) 0 7.4 Bảng kết quả kiểm định trong ngắn hạn Vector Error Correction Estimates Date: 10/12/13 Time: 14:25 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1 LY(-1) 1 LHK(-1) -0.3866 -0.0415 [-9.32385] LK(-1) -0.2629 -0.0294 [-8.92922] LLF(-1) -1.6096 -0.3564 [-4.51637] LEDY(-1) -0.204 -0.0057 [-35.9242]
86 -0.0235 -0.0112 [-2.10772] C 15.0898 Error Correction: D(LY) D(LHK) D(LK) D(LLF) D(LEDY) CointEq1 -1.4291 -0.4477 -2.7835 0.14285 -1.3255 -0.4455 -0.9121 -1.0398 -0.0778 -2.6012 [-3.20806] [-0.49085] [-2.67701] [ 1.83513] [-0.50957] D(LY(-1)) -0.0059 -0.1991 0.0415 -0.0572 2.0137 -0.1794 -0.3674 -0.4188 -0.0314 -1.0477 [-0.03310] [-0.54196] [ 0.09908] [-1.82375] [ 1.92200] D(LY(-2)) -0.4547 -0.8072 -0.5339 0.05501 0.65465 -0.1582 -0.324 -0.3693 -0.0277 -0.9239 [-2.87407] [-2.49178] [-1.44560] [ 1.98971] [ 0.70861] D(LHK(-1)) -0.0539 -0.1249 -0.2344 0.01076 0.01731 -0.1176 -0.2408 -0.2745 -0.0206 -0.6866 [-0.45860] [-0.51895] [-0.85386] [ 0.52379] [ 0.02521] D(LHK(-2)) 0.18556 0.37399 0.13572 -0.0455 -0.1979 -0.1132 -0.2317 -0.2642 -0.0198 -0.6608 [ 1.63972] [ 1.61402] [ 0.51379] [-2.30296] [-0.29952] D(LK(-1)) 0.05467 0.26718 -0.5014 0.01231 -0.8068 -0.194 -0.3972 -0.4528 -0.0339 -1.1326 [ 0.28187] [ 0.67273] [-1.10739] [ 0.36318] [-0.71232] D(LK(-2)) 0.11453 0.51469 0.23785 0.03374 -1.303 -0.0976 -0.1997 -0.2277 -0.0171 -0.5696 [ 1.17406] [ 2.57684] [ 1.04459] [ 1.97923] [-2.28739] D(LLF(-1)) -2.2554 -2.5787 -5.1568 0.33416 -11.052 -1.6766 -3.433 -3.9136 -0.293 -9.7906 [-1.34518] [-0.75113] [-1.31768] [ 1.14052] [-1.12886] D(LLF(-2)) -2.0577 -1.5358 -2.4777 0.512 -12.324 -0.8519 -1.7443 -1.9885 -0.1489 -4.9746 [-2.41542] [-0.88044] [-1.24603] [ 3.43939] [-2.47744] D(LEDY(-1)) -0.132 -0.0254 -0.6167 0.03792 -0.0597 -0.0793 -0.1623 -0.185 -0.0139 -0.4629 [-1.66527] [-0.15634] [-3.33273] [ 2.73747] [-0.12886] D(LEDY(-2)) -0.0345 0.12644 -0.1689 0.01662 -0.2775 -0.0768 -0.1572 -0.1792 -0.0134 -0.4483 [-0.44882] [ 0.80443] [-0.94271] [ 1.23864] [-0.61914]
C 0.4044 0.27657 0.70994 -0.01 0.59411 -0.1183 -0.2423 -0.2762 -0.0207 -0.691 [ 3.41726] [ 1.14136] [ 2.57010] [-0.48308] [ 0.85973] R-squared 0.97103 0.51856 0.88779 0.958 0.88241 Adj. R-squared 0.94207 0.03712 0.77558 0.91599 0.76483 Sum sq. resids 0.01341 0.05622 0.07305 0.00041 0.45721 S.E. equation 0.03491 0.07149 0.08149 0.0061 0.20387 F-statistic 33.5226 1.0771 7.91201 22.8077 7.50443 Log likelihood 53.0091 36.5261 33.5129 93.1309 12.4226 Akaike AIC -3.566 -2.1327 -1.8707 -7.0549 -0.0368 Schwarz SC -2.9736 -1.5403 -1.2783 -6.4624 0.55569 Mean dependent 0.21957 0.16565 0.2513 0.02609 -0.0117 S.D. dependent 0.14505 0.07285 0.17203 0.02105 0.42041 Determinant resid covariance (dof 1.80E-15 adj.) Determinant resid 4.50E-17 covariance Log likelihood 269.686 Akaike information -17.712 criterion Schwarz criterion -14.454 7.5 Bảng kết quả phân rã phương sai Period S.E. LY LHK LK LLF LEDY 1 0.03491 100 0 0 0 0 2 0.06027 61.5747 8.09468 11.0108 1.72932 17.5906 3 0.08469 39.4084 7.11014 15.5155 9.9535 28.0125 4 0.10759 30.0992 6.64513 14.9965 15.8622 32.397 5 0.13577 24.4224 6.47195 12.9508 19.3211 36.8338 6 0.16437 20.2416 5.6689 11.2677 23.6146 39.2072 7 0.19492 17.364 5.02994 10.0809 27.2509 40.2742 8 0.22602 15.4608 4.38107 9.19931 30.2971 40.6618 9 0.25743 13.9974 3.78815 8.64244 33.0583 40.5136 10 0.2889 12.9539 3.31469 8.30758 35.2588 40.165 Cholesky Ordering: LY LHK LK LLF LEDY
7.6 Dữ liệu các biến trong mô hình Lực lượng Nợ nước Chi tiêu cho giáo Năm lao động Vốn (VND) GNP (VND) ngoài trên dục (VND) (Người) GDP (%) 1986 599,000,000,000 43% 27,400,000 86,399,980,000 1,093,309,282,127 1987 2,870,000,000,000 39% 28,500,000 389,200,000,000 1,293,728,448,043 1988 62% 28,500,000 2,751,600,000,000 15,420,000,000,000 1,530,887,302,100 1989 329% 28,900,000 4,110,200,000,000 28,093,000,000,000 1,811,520,752,500 1990 451% 32,720,150 5,272,000,000,000 39,284,000,000,000 2,143,598,312,063 1991 351% 33,402,890 11,560,000,000,000 72,620,000,000,000 2,536,550,418,833 1992 233% 34,072,990 19,498,000,000,000 106,757,000,000,000 3,001,536,244,488 1993 187% 34,762,580 34,020,000,000,000 134,913,000,000,000 3,551,760,595,841 1994 154% 35,466,180 45,483,000,000,000 174,017,000,000,000 4,202,848,908,900 1995 122% 36,256,470 62,131,000,000,000 226,391,000,000,000 6,383,828,065,500 1996 108% 37,143,750 76,450,000,000,000 267,736,000,000,000 7,395,896,521,400 1997 85% 38,068,980 88,754,000,000,000 307,875,000,000,000 9,113,281,424,800 1998 86% 39,162,460 104,875,000,000,000 354,368,000,000,000 10,437,454,374,000 1999 81% 40,294,840 110,503,000,000,000 394,614,000,000,000 11,169,896,001,600 2000 42% 41,283,200 130,771,000,000,000 435,319,000,000,000 12,546,878,392,200 2001 39% 42,356,670 150,033,000,000,000 474,855,000,000,000 13,685,499,007,200 2002 38% 43,341,370 177,983,000,000,000 527,056,000,000,000 14,948,452,849,100 2003 41% 44,388,460 217,434,000,000,000 603,688,000,000,000 17,134,012,830,000 2004 40% 45,399,760 253,686,000,000,000 701,906,000,000,000 19,786,834,989,000 2005 36% 46,397,990 298,543,000,000,000 822,432,000,010,000 23,222,223,884,000 2006 31% 47,369,860 358,629,000,000,000 953,232,000,000,000 26,869,001,856,000 2007 33% 48,319,140 493,300,000,000,000 1,109,403,971,270,970 31,211,673,906,000 2008 30% 49,288,100 589,746,000,000,000 1,436,273,818,837,660 42,101,720,679,000 2009 36% 50,190,070 632,326,000,000,000 1,580,461,000,000,000 46,748,253,706,000
2010 47% 51,140,460 770,211,000,000,000 1,898,664,000,000,000 54,334,234,176,000 2011 48% 51,998,590 887,420,000,000,000 2,415,203,539,100,000 69,005,600,876,000