Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát ở các nước Châu Á

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM

NGUYỄN HÀ THANH THỦY

MỐI QUAN HỆ GIỮA THÂM HỤT NGÂN SÁCH VÀ LẠM PHÁT Ở CÁC NƯỚC CHÂU Á

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM

NGUYỄN HÀ THANH THỦY

Chuyên ngành: Tài chính ngân hàng Mã số:60340201

MỐI QUAN HỆ GIỮA THÂM HỤT NGÂN SÁCH VÀ LẠM PHÁT Ở CÁC NƯỚC CHÂU Á

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. HỒ CHÍ MINH - NĂM 2013

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS. NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tôi. Các số liệu, kết quả

nêu trong luận văn là trung thực, có nguồn gốc rõ ràng và chưa từng được ai công

bố trong bất kỳ công trình nghiên cứu nào khác.

TÁC GIẢ LUẬN VĂN

NGUYỄN HÀ THANH THỦY

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các ký hiệu, chữ viết tắt

Danh mục các bảng biểu

Danh mục các hình vẽ, biểu đồ

1 LỜI MỞ ĐẦU

1. Lý do chọn đề tài 1

2. Mục tiêu nghiên cứu 2

3. Phương pháp nghiên cứu 2

4. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 2

5. Ý nghĩa thực tiễn của đề tài 3

6. Kết cấu của đề tài 3

5 Chương 1: Cơ sở lý thuyết về thâm hụt ngân sách và lạm phát

Thâm hụt ngân sách và lạm phát 5 1.1

1.1.1 Thâm hụt ngân sách 5

1.1.2 Lạm phát 6

7 1.2 Mối quan hệ giữa Lạm phát với Thâm hụt ngân sách, Lãi suất và

Tỷ giá hối đoái

7 1.2.1 Lạm phát và Thâm hụt ngân sách

9 1.2.2 Lạm phát và Lãi suất

1.2.3 Lạm phát và Tỷ giá hối đoái 10

1.3 Thực trạng thâm hụt ngân sách và lạm phát ở Việt Nam 11

1.3.1 Tình hình thâm hụt ngân sách 11

1.3.2 Tình hình lạm phát 13

1.3.3 Mối quan hệ của lãi suất, tỷ giá hối đoái lên lạm phát ở Việt 14

Nam

17 Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm

2.1 Nghiên cứu về mối quan hệ thâm hụt ngân sách và lạm phát 17

2.1.1 Các nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ là có ý nghĩa thống kê 17

2.1.2 Các nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ là không có ý nghĩa 18

2.1.3 Các nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ là có sự pha trộn 19

2.1.4 Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam 20

2.2 Nghiên cứu về mối quan hệ lạm phát và lãi suất 21

2.2.1 Một số nghiên cứu ở các nước phát triển 21

2.2.2Một số nghiên cứu ở các nước đang phát triển 23

2.2.3Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam 23

2.3 Nghiên cứu về mối quan hệ lạm phát và tỷ giá hối đoái 24

2.3.1 Bằng chứng thực nghiệm trên thế giới 24

2.3.2 Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam 25

27 Chương 3: Phương pháp luận và mô hình nghiên cứu

3.1 Phương pháp luận 27

3.2 Mô hình nghiên cứu 28

3.2.1 Kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian 28

3.2.2 Kiểm đính tính đồng liên kết bảng Westerlund 32

3.2.3 Mô hình hiệu chỉnh sai số (Error Correction Mechanism) 33

3.2.4 Kiểm đính tính nhân quả Granger 34

36 Chương 4: Dữ liệu nghiên cứu và kết quả thực nghiệm

4.1 Dữ liệu nghiên cứu 36

4.2 Kiểm định tính dừng dữ liệu bảng 42

4.3 Kiểm định tính đồng liên kết bảng Westerlund 47

4.4 Mô hình hiệu chỉnh sai số (Error Correction Mechanism - ECM) 48

4.4.1 Phương trình hồi quy giữa các biến trong dài hạn 48

4.4.2 Phương trình hồi quy của các biến trong ngắn hạn 52

4.5 Kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger giữa lạm phát và thâm 53

hụt ngân sách

4.6 Tổng hợp kết quả và hàm ý về mặt chính sách công 55

59 KẾT LUẬN

61 TÀI LIỆU THAM KHẢO

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, CHỮ VIẾT TẮT

ADB Ngân hàng phát triển Châu Á

ADF Kiểm định Augmented Dickey-Fuller

BUD Biến thâm hụt ngân sách

CPI Chỉ số giá tiêu dùng

Mô hình hiệu chỉnh sai số (Error Correction Mechanism) ECM

GDP Tổng sản phẩm quốc nội

IMF Quỹ tiền tệ quốc tế

INF Biến lạm phát

INTE Biến lãi suất

LnEXC Biến logarithm tự nhiên của tỷ giá hối đoái

OPEN Biến độ mở thương mại

WB Ngân hàng thế giới

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

Bảng 1.1 Thâm hụt ngân sách Việt Nam 2001 – 2011 (% GDP) 12

Bảng 1.2 Cơ cấu nguồn bù đắp bội chi NSNN 2003 – 2011 (tỷ đồng) 12

Bảng 4.1 Thống kê mô tả cho các biến trong mô hình 41

Bảng 4.2 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron không xu thế, 43

độ trễ 2

Bảng 4.3 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron có xu thế, độ trễ 2 44

Bảng 4.4 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron không xu thế, độ 45

trễ 2 (biến sai phân).

Bảng 4.5 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron có xu thế thế, độ 46

trễ 2 (biến sai phân).

Bảng 4.6 Kiểm định tính đồng liên kết bảng Westerlund 47

Bảng 4.7 Kết quả hồi qui mô hình cân bằng trong dài hạn (Panel ECM 48

model) với biến phụ thuộc là INF

Bảng 4.8 Thống kê mô tả phần dư Resid 50

Bảng 4.9 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron không xu thế, độ 51

trễ 2 cho biến phần dư

Bảng 4.10 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron có xu thế, độ trễ 51

2 cho biến phần dư

Bảng 4.11 Kết quả hồi qui mô hình tác động trong ngắn hạn (Panel 52

ECM model) với biến phụ thuộc là DINF

Bảng 4.12 Kết quả hồi qui cho kiểm định nhân quả Granger giữa BUD 54

và INF

DANH MỤC CÁC HĨNH VẼ, BIỂU ĐỒ

Hình 1.1: Cơ chế truyền dẫn tỷ giá thông qua kênh trực tiếp 10

Hình 1.2: Tình hình lạm phát ở Việt Nam 1994 – 2012 13

Biểu đồ 4.1: Thâm hụt ngân sách của các nước ở Châu Á 1994-2012 37

Biểu đồ 4.2: Lạm phát của các nước ở Châu Á 1994 -2012 38

Biểu đồ 4.3: Lãi suất của các nước Châu Á 1994-2012 39

Biểu đồ 4.4: Tỷ giá hối đoái của các quốc gia ở Châu Á 1994-2012 40

1

LỜI MỞ ĐẦU

1. Lý do chọn đề tài:

Hiện nay trên thế giới, có nhiều quan điểm lý thuyết cho rằng thâm hụt ngân

sách là gây ra lạm phát, và đa phần các nhà kinh tế khẳng định rằng việc tiền tệ hóa

thâm hụt ngân sách là lý do cơ bản cho vấn đề lạm phát cao ở các nước đang phát

triển. Trên thực tế, để tránh việc tiền tệ hóa do thâm hụt ngân sách nhưng vẫn bù

đắp được lượng ngân sách thiếu hụt, đa số các chính phủ chỉ còn cách vay nợ nước

ngoài (không thể tăng thuế để bù đắp vì có thể gây tác động xấu lên nền kinh tế).

Tuy nhiên, việc đi vay nợ nước ngoài hiện nay gặp rất nhiều rủi ro do ảnh

hưởng từ cuộc khủng hoảng nợ công châu Âu bắt nguồn tại Hy Lạp vào năm 2010.

Ngay sau đó, cuộc khủng hoảng này tiếp tục lan mạnh sang các quốc gia châu Âu

khác và trở thành một vấn đề nóng bỏng, thu hút sự quan tâm của rất nhiều các nhà

nghiên cứu kinh tế, cũng như các nhà hoạch định chính sách trên thế giới. Chính vì

lẽ đó, việc vay nợ để bù đắp cho thâm hụt ngân sách cũng được các quốc gia cân

nhắc và xem xét kỹ lưỡng. Vì theo lý thuyết, việc gia tăng quá mức việc chi tiêu của

chính phủ có thể khiến lạm phát tăng cao và dẫn đến tác động xấu lên nền kinh tế.

Trước tình hình đó, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã được thực hiện để kiểm tra

mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát. Tuy nhiên, các nghiên cứu lại

đưa ra các kết quả không đồng nhất và vẫn chưa cung cấp được bằng chứng mạnh

mẽ và có ý nghĩa thống kê về mối liên hệ giữa hai chỉ số kinh tế này.

Do đó, để có một cái nhìn cụ thể về mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và

lạm phát ở các quốc gia trong khu vực Châu Á, trong đó có Việt Nam, đề tài “Mối

quan hệ giữa Thâm hụt ngân sách và Lạm phát ở các nước Châu Á” đã được lựa

chọn và tiến hành nghiên cứu thực nghiệm. Thông qua kết quả tìm được, tác giả rút

ra kết luận và gợi ý một số chính sách quản lý kinh tế Việt Nam trong giai đoạn

hiện nay.

2

2. Mục tiêu nghiên cứu:

Đề tài tập trung xem xét tác động của các biến thâm hụt ngân sách, lãi suất, tỷ giá

hối đoái, độ mở thương mại lên biến lạm phát trong mối quan hệ cân bằng ở dài

hạn. Thêm vào đó, kết quả thực nghiệm sẽ trả lời cho câu hỏi “Có hay không mối

quan hệ nhân quả giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát ở các nước Châu Ánói

chung và Việt Nam nói riêng ?”.

3. Phương pháp nghiên cứu:

Phương pháp nghiên cứu của đề tài là dựa vào đặc tính của các biến dữ liệu khảo

sát tích hợp bậc 0 hay tích hợp bậc 1 (dừng ở mức ý nghĩa hay sai phân) để quyết

định mô hình phù hợp nhằm phân tích tác động của các biến thâm hụt ngân sách, lãi

suất và tỷ giá hối đoái lên lạm phát. Sau đó, đề tài xem xét tác động nhân quả hai

chiều giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát.

Việc nghiên cứu và xử lý số liệu được thực hiện bằng phần mềm Stata phiên bản

11. Như vậy, đề tài sẽ được thực hiện như sau:

Bước một, kiểm định tính dừng của các biến thâm hụt ngân sách , lạm phát, tỷ giá

hối đoái và lãi suất bằng cách sử dụng kiểm định trị riêng nghiệm đ ơn vị bảng , và

tùy theo kết quả đạt được , sau đó chọn sử dụng các biến hoặc theo các mức ý nghĩa

hoặc theo sai phân bậc nhất.

Bước hai, thực hiện hồi qui tuyến tính dữ liệu bảng với các tác động cố định

(fixed effects) trong đó các biến độc lập là thâm hụt ngân sách, tỷ giá hối đoái, lãi

suất và biến phụ thuộc là biến lạm phát.

Bước ba, thực hiện hồi qui tuyến tính dữ liệu bảng giữa hai biến thâm hụt ngân

sách và lạm phát để xem xét mối quan hệ nhân quả Granger.

Dựa vào kiểm định F (hay kiểm định Wald) và ý nghĩa thống kê riêng phần của

các biến, đề tài sẽ kết luận về ý nghĩa của các phương trình hồi qui đã sử dụng.

4. Đối tượng và phạm vi nghiên cứu:

Đối tượng nghiên cứu:

3

Tác động của thâm hụt ngân sách, tỷ giá hối đoái và lãi suất lên lạm phát.

Mối quan hệ nhân quả Granger hai chiều giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát.

Phạm vi nghiên cứu:

Tác động của các biến thâm hụt ngân sách , tỷ giá hối đoái , lãi suất lên lạm phát

thông qua bảng dữ liệu hàng năm của các quốc gia được chọn ở Châu Á.

Lựa chọn và xem xét các quốc gia Châu Á có các đặc điểm gần giống nhau trong

đó có Việt Nam để đưa vào mô hình nghiên cứu.

Tiếp cận dữ liệu bảng cho mô hình nghiên cứu.

5. Ý nghĩa thực tiễn của đề tài:

Xác định rõ được tác động của thâm hụt ngân sách, tỷ giá hối đoái và lãi suất lên

lạm phát ở các nước Châu Á được chọn trong mô hình nghiên cứu. Mối quan hệ hai

chiều giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát trong kinh tế vĩ mô ở các nước này.

Kết quả thực nghiệm được sử dụng như các khuyến nghị cho chính phủ các nước,

đặc biệt là chính phủ Việt Nam trong việc thực thi các chính sách có liên quan đến

thâm hụt ngân sách sao cho việc gia tăng chi tiêu công phải được thận trọng vì nó

dẫn đến sự gia tăng thâm hụt ngân sách và có thể ảnh hưởng xấu đến lạm phát.

6. Kết cấu của đề tài:

Ngoài phần mở đầu, kết luận và tài liệu tham khảo, luận văn được trình bày

theo bố cục 4 chương như sau:

Chương 1: Cơ sở lý thuyết về thâm hụt ngân sách và lạm phát. Chương này

trình bày các khái niệm, các mối quan hệ về mặt lý thuyết của thâm hụt ngân sách,

lãi suất, tỷ giá hối đoái lên lạm phát. Và trình bày sơ lược tình hình thực trạng ở

Việt Nam.

Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu thực nghiệm. Phần này sẽ tóm tắt kết quả

của các nghiên cứu thực nghiệm trước đây trên thế giới và ở Việt Nam về mối quan

4

hệ giữa thâm hụt ngân sách với lạm phát. Bên cạnh đó tóm tắt kết quả một số

nghiên cứu kiểm định về ảnh hưởng của lãi suất và tỷ giá hối đoái lên lạm phát.

Chương 3: Mô hình và Phương pháp nghiên cứu

Chương 4: Mô tả dữ liệu nghiên cứu và kết quả thực nghiệm trong đó chỉ rõ

cách thức lấy số liệu, xử lý số liệu, kết quả đạt được thông qua phân tích hồi qui và

bàn luận.

5

CHƯƠNG 1

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VỀ THÂM HỤT NGÂN SÁCH VÀ LẠM PHÁT

1.1 Thâm hụt ngân sách và lạm phát

1.1.1 Thâm hụt ngân sách

Thâm hụt ngân sách (hay còn gọi là bội chi ngân sách) là tình trạng các khoản

chi của ngân sách Nhà nước (NSNN) lớn hơn các khoản thu, phần chênh lệch chính

là thâm hụt ngân sách. Để phản ánh mức dộ thâm hụt ngân sách người ta thường sử

dụng chỉ tiêu tỷ lệ thâm hụt so với GDP hoặc so với tổng số thu trong ngân sách nhà

nước.

Ảnh hưởng của thâm hụt ngân sách lên nền kinh tế

Như vậy thâm hụt ngân sách có tác động tích cực hay tiêu cực đến nền kinh tế.

Trường phái tân cổ điển cho rằng tăng thâm hụt hiện tại sẽ kéo theo sự gia tăng về

gánh nặng thuế trong tương lai. Theo đó, lập luận của trường phái này cho là người

tiêu dùng sẽ có xu hướng gia tăng tiêu dùng tại thời điểm hiện tại. Trong trường hợp

này, tiết kiệm quốc gia sẽ giảm xuống. Khi tiết kiệm quốc gia giảm, lãi suất trên thị

trường sẽ tăng và lãi suất tăng khiến đầu tư giảm, qua đó tạo ra hiện tượng thoái lui

đầu tư (crowding out). Vì thế, trường phái này cho rằng thâm hụt ngân sách tăng sẽ

ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế.

Trong khi đó, trường phái Keynes lại cho rằng tăng thâm hụt ngân sách sẽ tác

động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Khi Chính phủ tăng chi ngân sách từ nguồn

thâm hụt thì tổng cầu của nền kinh tế sẽ tăng lên, làm cho các nhà đầu tư tư nhân trở

nên lạc quan hơn về triển vọng kinh tế và sẽ quan tâm hơn đến việc tăng đầu tư.

Trong trường hợp khác, nếu Chính phủ chấp nhận thâm hụt thông qua việc giảm

thuế thì thu nhập khả dụng của khu vực hộ gia đình cũng tăng lên. Theo đó, người

dân sẽ tăng chi tiêu. Tổng cầu về hàng hóa và dịch vụ sẽ tăng lên. Tuy nhiên, các

nhà kinh tế theo trường phái này cũng cho rằng tác động của thâm hụt ngân sách

6

đến tăng trưởng kinh tế chỉ có ý nghĩa trong ngắn hạn. Hơn nữa, việc sử dụng thâm

hụt ngân sách để kích thích tăng trường chỉ có thể mang lại hiệu quả trong bối cảnh

tổng cầu sụt giảm (ví dụ như trường hợp xảy ra suy thoái).

Khác với hai trường phái nói trên, quan điểm của trường phái Ricardo cho rằng,

thâm hụt ngân sách không tác động đến các biến số kinh tế vĩ mô cả trong ngắn hạn

và dài hạn. Theo trường phái này, khi thâm hụt ngân sách tăng do giảm thuế thì thu

nhập khả dụng của người dân tăng lên, hơn nữa người dân ý thức được cắt giảm

thuế ở hiện tại sẽ dẫn đến tăng thuế trong tương lai, do vậy họ sẽ tiết kiệm nhiều

hơn. Trong khi đó, thâm hụt ngân sách làm cho tiết kiệm của khu vực nhà nước

giảm xuống. Theo đó, tiết kiệm quốc gia được hiểu là tổng của tiết kiệm tư nhân và

tiết kiệm của nhà nước không đổi. Do vậy, thâm hụt ngân sách sẽ không tác động

đến tiết kiệm, đầu tư, tăng trưởng và cả lạm phát như lập luận của các trường phái

nói trên (Saleh, 2003).

1.1.2 Lạm phát

Có rất nhiều quan điểm khác nhau về lạm phát nhưng các nhà kinh tế đều thống

nhất “Lạm phát là sự tăng lên liên tục của mức giá trung bình theo thời gian”.

Tác động của lạm phát đối với nền kinh tế

Lạm phát có ảnh hưởng nhất định đến sự phát triển kinh tế - xã hội tùy theo mức

độ của nó. Nhìn chung, lạm phát ở mức độ vừa phải có thể đem lại những điều lợi

bên cạnh những tác hại không đáng kể, còn lạm phát cao và siêu lạm phát gây ra

những tác hại nghiêm trọng đối với kinh tế và đời sống. Tác động của lạm phát còn

tùy thuộc vào lạm phát đó có dự đoán trước được hay không, nghĩa là công chúng

và các thể chế có dự đoán được mức độ lạm phát hay sự thay đổi mức độ lạm phát

là một điều bất ngờ. Nếu như lạm phát hoàn toàn có thể dự đoán trước được thì lạm

phát không gây nên gánh nặng kinh tế lớn bởi người ta có thể có những giải pháp để

thích nghi với nó. Lạm phát không dự đoán trước được sẽ tạo nên những biến động

7

bất thường về giá trị tiền tệ và làm sai lệch toàn bộ thước đo các quan hệ giá trị, ảnh

hưởng đến mọi hoạt động kinh tế xã hội. Cụ thể:

- Tác động phân phối lại thu nhập và của cải: Khi lạm phát xảy ra, những

người có tài sản, những người đang vay nợ có lợi vì giá cả của các loại tài sản nói

chung đều tăng lên, giá trị của đồng tiền thì giảm xuống. Ngược lại, những người

làm công ăn lương, những người gửi tiền, những người cho vay là bị thiệt hại.

- Tác động đến phát triển kinh tế: Trong điều kiện nền kinh tế chưa đạt đến

mức toàn dụng, lạm phát vừa phải thúc đẩy sự phát triển kinh tế vì nó có tác dụng

làm tăng khối tiền tệ trong lưu thông, cung cấp thêm vốn cho các đơn vị sản xuất

kinh doanh, kích thích sự tiêu dùng của chính phủ và nhân dân.

- Tác động đến việc làm: Giữa lạm phát và thất nghiệp có mối quan hệ nghịch

biến. Khi lạm phát tăng lên thì thất nghiệp giảm xuống, và ngược lại khi thất nghiệp

giảm xuống thì lạm phát tăng lên. Nhà kinh tế học A.W.Phillips đã đưa ra “Lý

thuyết đánh đổi giữa lạm phát và việc làm”, theo đó một nước có thể mua một mức

độ thất nghiệp thấp hơn nếu sẵn sàng trả giá bằng một tỷ lệ lạm phát cao hơn.

- Ngoài ra còn các tác động khác đến cơ cấu nền kinh tế, lĩnh vực lưu thông,

tín dụng, tỷ giá hối đoái...

1.2 Mối quan hệ giữa Lạm phát với Thâm hụt ngân sách, Lãi suất và Tỷ

giá hối đoái

1.2.1 Lạm phát và Thâm hụt ngân sách

Mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát là thông qua kênh tiền tệ và

trong một số trường hợp có thể thông qua kênh cầu kéo. Ngoài ra, khi nhu cầu vốn

tăng lên do tổng cầu tăng lại được tài trợ bằng vay tín dụng ngân hàng có thể sẽ làm

cho lãi suất trong nền kinh tế tăng lên và do vậy rất có thể quay trở lại làm tăng giá

trong nền kinh tế trong khi chi phí tài chính có ảnh hưởng lớn tới các quyết định về

giá. Như vậy, trong trường hợp này, tăng thâm hụt ngân sách có thể dẫn đến tăng

giá.

8

Theo kênh tiền tệ, trường phái tân cổ điển (trường phái trọng tiền) cho rằng

trong dài hạn ngân hàng trung ương (NHTW) có thể kiểm soát được lạm phát nếu

kiểm soát được cung tiền. Nhà kinh tế học Milton Friedman (giải Nobel kinh tế

1976) cho rằng “Lạm phát ở đâu và khi nào cũng xuất phát từ những nguyên nhân

tiền tệ” (Solomon và Wet, 2004, trang 104). Thâm hụt ngân sách chỉ dẫn đến lạm

phát nếu như việc tài trợ cho thâm hụt được thực hiện thông qua việc phát hành tiền.

Như vậy, theo quan điểm này chính sách tài khóa tác động đến lạm phát khi

chính phủ buộc phải in tiền để tài trợ thâm hụt ngân sách và trang trải cho chi tiêu

của chính phủ.

Trong trường hợp bù đắp thâm hụt bằng vay nợ thì tác động của thâm hụt ngân

sách đến lạm phát như thế nào còn phụ thuộc vào quan điểm điều hành chính sách

tiền tệ của NHTW. Nếu NHTW điều hành chính sách tiền tệ theo mục tiêu ổn định

lãi suất thì việc huy động trái phiếu để bù đắp thâm hụt ngân sách sẽ dẫn đến lạm

phát. Vì để đạt được mục tiêu ổn định lãi suất thì cung tiền phải tăng lên và kéo theo

đó là sự gia tăng của lạm phát. Bên cạnh đó nếu tỷ giá neo hoặc cố định thì tài trợ

thâm hụt ngân sách bằng trái phiếu sẽ dẫn đến lạm phát bởi vì điều này dẫn đến mở

rộng cung tiền do để ổn định tỷ giá trước sự gia tăng của dòng vốn từ bên ngoài do

lãi suất trong nước tăng, NHTW sẽ phải thực hiện mua vào ngoại tệ.

Tuy nhiên, theo quan điểm của Miller (1983), thì thâm hụt ngân sách tất yếu sẽ

gây lạm phát bất kể thâm hụt ngân sách có đang được tiền tệ hóa hay không. Theo

Miller, thâm hụt dẫn đến lạm phát thông qua các kênh khác nhau. Còn theo lập luận

của Sargent và Wallace (1981) thì cho rằng, NHTW có thể bị buộc phải điều chỉnh

tiền tệ hóa các khoản thâm hụt ngân sách. Nhưng ngay cả khi NHTW không tiền tệ

hóa thâm hụt, sự gia tăng về thâm hụt ngân sách cũng kéo theo sự gia tăng áp lực

lạm phát thông qua kênh tác động “chèn lấn” đầu tư tư nhân. Đó là khi thâm hụt

ngân sách được bù đắp thông qua phát hành trái phiếu, lãi suất trên thị trường sẽ

tăng và khi lãi suất tăng sẽ làm thoái lui đầu tư của khu vực tư nhân, và vì thế tổng

cung của nền kinh tế giảm và kết quả là sự gia tăng mức giá trong nền kinh tế.

9

1.2.2 Lạm phát và Lãi suất

Hiệu ứng Fisher

Hiệu ứng Fisher do nhà kinh tế học người Mỹ Irving Fisher đưa ra vào thời kỳ

đại khủng hoảng 1930 – 1939. Đây là một nội dung quan trọng trong thuyết số

lượng tiền tệ của ông, nhằm mục đích lý giải hiện tượng khủng hoảng của nền kinh

tế.

Hiệu ứng Fisher mô tả mối quan hệ giữa tỉ lệ lạm phát và hai loại lãi suất là lãi

suất danh nghĩa và lãi suất thực tế theo phương trình sau:

i = r + πe

Trong đó: i: Lãi suất danh nghĩa

r: Lãi suất thực πe: Lạm phát kỳ vọng

Đẳng thức trên cho thấy lãi suất danh nghĩa có thể thay đổi do ba nguyên nhân:

(1) lãi suất thực thay đổi, (2) tỷ lệ lạm phát thay đổi, (3) cả hai cùng thay đổi.

Theo lý thuyết định lượng, nếu cung tiền tăng 1% thì lạm phát sẽ tăng 1%. Theo

đẳng thức Fisher, 1% tăng lên của lạm phát sẽ tạo ra 1% tăng lên của lãi suất danh

nghĩa. Mối tương quan 1:1 giữa tỷ lệ lạm phát với lãi suất danh nghĩa được gọi là

hiệu ứng Fisher.

Sự ảnh hưởng của lãi suất đến lạm phát

Lãi suất là một công cụ quan trọng bậc nhất của chính sách tiền tệ. Nó được áp

dụng nhất quán trong một lãnh thổ và được NHTW điều hành chặt chẽ và mềm dẻo

tùy theo từng thời kỳ cho phù hợp với nhu cầu huy động vốn và cung ứng vốn. Như

vậy, chúng ta có thể thấy rằng lãi suất tác động làm thay đổi cầu tiền tệ trong dân

cư, và làm thay đổi tỷ lệ lạm phát.

Về phương diện lý thuyết, lãi suất danh nghĩa và lạm phát có mối quan hệ cùng

chiều. Khi lạm phát tăng thì lãi suất danh nghĩa tăng để đảm bảo mức lãi suất thực

được chấp nhận bởi các chủ thể trong nền kinh tế. Thật vậy, khi có lạm phát NHTW

10

sẽ tăng lãi suất tiền gửi. Chính vì thế người dân và các công ty sẽ đầu tư vào Ngân

hàng (gửi tiền vào ngân hàng) có lợi hơn là đầu tư vào sản xuất kinh doanh. Như

vậy cầu tiền giảm do do tổng đầu tư giảm, làm cho tổng cầu giảm dẫn tới giá giảm.

Vì thế dùng công cụ lãi suất có thể tăng hoặc giảm khối lượng tín dụng của

NHTM để đạt mục đích của chính sách tiền tệ - ổn định lạm phát.

1.2.3 Lạm phát và Tỷ giá hối đoái

Thuyết phản hồi của George Soros (Giả kim thuật Tài chính, The Alchemy of

Finance, tr. 27-45 và 69-80) cho rằng: Quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát

không phải là quan hệ một chiều mà là quan hệ vòng, tác động qua lại lẫn nhau,

không thể coi cái này là nguyên nhân và cái kia là kết quả. Ông gọi mối quan hệ

vòng tự tăng cường lẫn nhau như vậy là một “vòng ác” luẩn quẩn (vicious circle)

khi đồng nội tệ mất giá và lạm phát gia tăng, và là “vòng thiện” (benign circle) khi

điều ngược lại xảy ra.

Ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến lạm phát

Theo Nicoleta (2007), những thay đổi trong tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng đến

tỷ lệ lạm phát thông qua kênh trực tiếp và kênh gián tiếp. Kênh trực tiếp có thể được

nhìn thấy thông qua các cú sốc tỷ giá như một sự phá giá tiền tệ. Điều này làm cho

các hàng hóa tiêu dùng nhập khẩu và nguyên liệu thô trở nên đắt hơn. Sau đó dẫn

đến chi phí sản xuất cao hơn và kết quả là, giá tiêu dùng cao hơn.

(1) Hàng hóa nhập khẩu (theo chỉ số giá nước ngoài P*)

(4) Hàng tiêu dùng (chỉ số giá tiêu dùng – CPI)

(2) Hàng hóa nhập khẩu (theo chỉ số giá trong nước P)

(3) Nguyên liệu trong sản xuất (Chỉ số giá sản xuất – PPI)

Nguồn: Nicoleta (2007)

Hình 1.1: Cơ chế truyền dẫn tỷ giá thông qua kênh trực tiếp

11

Tác động của lạm phát tới tỷ giá hối đoái

Lạm phát ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái như sau: Khi một nước có lạm phát

tăng, sức mua đồng nội tệ giảm, với tỷ giá hối đoái không đổi, hàng hóa dịch vụ

trong nước sẽ trở nên đắt hơn trên thị trường nước ngoài trong khi hàng hóa dịch vụ

nước ngoài lại rẻ hơn trên thị trường trong nước. Theo quy luật cung cầu, cư dân

trong nước sẽ chuyển sang dùng hàng ngoại nhiều hơn vì giá rẻ hơn, nhập khẩu

tăng, cầu ngoại tệ tăng, tỷ giá hối đoái tăng. Tương tự, vì tăng giá, cư dân nước

ngoài sẽ dùng ít hàng nhập khẩu hơn. Hoạt động xuất nhập khẩu giảm sút, cung

ngoại tệ trên thị trường giảm, tỷ giá hối đoái tăng. Như vậy lạm phát ảnh hưởng đến

cả cung và cầu ngoại tệ theo hướng tăng giá ngoại tệ, tác động cộng gộp làm cho tỷ

giá hối đoái tăng nhanh hơn.

Trên thị trường tiền tệ, lạm phát làm đồng tiền mất giá, người dân sẽ chuyển

sang nắm giữ các tài sản nước ngoài nhiều hơn, cầu ngoại tệ gia tăng đẩy tỷ hối đoái

tăng. Trong trường hợp các quốc gia đều có lạm phát thì những tác động trên sẽ phụ

thuộc vào tỷ lệ lạm phát tương đối giữa các quốc gia. Quốc gia nào có tỷ lệ lạm phát

cao hơn, đồng nội tệ quốc gia đó sẽ mất giá một cách tương đối và tỷ giá hối đóai

tăng.

1.3 Thực trạng thâm hụt ngân sách và lạm phát ở Việt Nam

1.3.1 Tình hình thâm hụt ngân sách

Một trong những thành công đáng ghi nhận trong cải cách hành chính công ở

Việt Nam trong 10 năm qua đó là quy mô thu ngân sách nhà nước (NSNN) liên tục

duy trì được tốc độ tăng nhanh. Quy mô thu NSNN liên tục được mở rộng qua các

năm và đến nay Việt Nam đã trở thành quốc gia có mức động viên ngân sách khá

cao so với các nước đang phát triển có mức thu nhập tương đương.

Mặc dù có nguồn thu khá cao song việc quản lý nguồn lực ngân sách trong giai

đoạn qua đã bộc lộ một số vấn đề đáng phải lưu ý, trong đó có các vấn đề như hiệu

quả phân bố và sử dụng nguồn lực ngân sách, về tính bền vững trong việc huy động

12

ngân sách, về phương thức quản lý và điều hành. Một trong số đó, vấn đề được xem

như nổi cộm nhất hiện nay là tình trạng thâm hụt ngân sách kéo dài.

Bảng 1.1 : Thâm hụt ngân sách Việt Nam 2001 – 2011 (% GDP)

Nguồn: World Economic Outlook 2012 (IMF) và Key Economic Indicators (ADB).

Số liệu Quyết toán và Dự toán NSNN của Bộ Tài chính phân biệt hai khái niệm

bội chi NSNN. Đó là bội chi theo tiêu chuẩn quốc tế (không bao gồm chi trả nợ

gốc) và theo tiêu chuẩn Việt Nam (bao gồm cả chi trả nợ gốc). Nếu tính theo tiêu

chuẩn quốc tế thì mức thâm hụt hay bội chi của Việt Nam thấp hơn nhiều, và cũng

khá gần với thống kê của IMF và ADB (Bảng 1.1). Tuy nhiên, nếu theo như tiêu

chuẩn Việt Nam thì thâm hụt Việt Nam vào khoảng 5% GDP, duy chỉ có năm 2009

Việt Nam thâm hụt cao hơn hẳn là 6,9% GDP do ảnh hưởng của khủng hoảng tài

chính toàn cầu.

Bảng 1.2: Cơ cấu nguồn bù đắp bội chi NSNN 2003 -2011 (tỷ đồng)

Nguồn: Quyết toán và Dự toán NSNN 2003 – 2011

13

Số liệu của Bộ Tài chính cũng chỉ rõ nguồn bù đắp bội chi NSNN của Việt

Nam, bao gồm các khoản vay trong nước và vay nước ngoài (Bảng 1.2). Theo đó,

thông thường Việt Namphụ thuộc nhiều vào các khoản vay trong nước, hơn là các

khoản vay nước ngoài. Ngoại trừ năm 2009, Việt Nam vay nợ nước ngoài khá nhiều

để bù đắp cho thâm hụt ngân sách.

Nguồn: ABD (Key Economic Indicators 2013)

1.3.2 Tình hình lạm phát

Nền kinh tế Việt Nam đã trải qua hầu hết các loại lạm phát như: lạm phát phi

mã trong thời kỳ 1986-1988 với tỷ lệ lạm phát trung bình năm đạt 402.1%/năm; lạm

phát cao trong thời kỳ 1989-1992, với tỷ lệ lạm phát bình quân năm tương ứng là

46.7%/năm; lạm phát thấp trong thời kỳ 1996-1999 và 2001-2003 với tỷ lệ lạm phát

dao động trong khoảng 4%/năm đến 5%/năm; thậm chí là giảm phát trong năm

2000 (-1.6%).

Tuy nhiên, từ năm 2004 trở đi đã đánh dấu thời kỳ lạm phát cao trở lại. Trong

hai năm 2004-2005 khi tốc độ tăng trưởng kinh tế đạt khá cao 7.79% (năm 2004) và

8.5% (năm 2005), thì lạm phát của Việt Nam cũng tăng lên cao ở mức 7.75% (năm

2004) và 8.28% (năm 2005). Đây là giai đoạn cùng với giai đoạn bùng nổ của kinh

tế thế giới và việc tăng giá của nhiều loại hàng hóa. Năm 2006 lạm phát giảm nhẹ

so với các năm trước, và ở mức 7.11%.

14

Từ năm 2007 cho đến nay, lạm phát có chiều hướng mất ổn định hơn. Chỉ số

CPI có xu hướng tăng và đặc biệt tăng cao vào những tháng cuối năm, tăng đến

12.75% (tháng 12/2007). Theo nhận định cuả một số chuyên gia kinh tế Việt Nam,

giá cả thế giới tăng và thiên tai là yếu tố ảnh hưởng đến tốc độ lạm phát năm 2007.

Bước sang Quý I/2008 lạm phát của Việt Nam vẫn tiếp tục tăng cao và liên tục,

đỉnh điểm là tháng 8/2008, tỷ lệ lạm phát lên đến 28.24% và sau đó giảm nhẹ vào 4

tháng cuối năm. Đây là một năm đáng nhớ đối với kinh tế vĩ mô cũng như tình hình

lạm phát ở Việt Nam, với tỷ lệ lạm phát trung bình là 23.12%.

Năm 2009, suy thoái của kinh tế thế giới khiến sức cầu suy giảm, giá nhiều hàng

hóa cũng xuống mức thấp, lạm phát trong nước được khống chế xuống còn 5.92%,

sau đó tăng lên gần 10% năm 2010. Năm 2011, lạm phát tiếp tục tăng trở lại, đạt

đỉnh cao vào thời điểm từ tháng 7 đến tháng 10, sau đó giảm nhẹ và đạt ở mức trung

bình 18.58%.

1.3.3 Mối quan hệ của lãi suất, tỷ giá hối đoái lên lạm phát ở Việt Nam

Mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất

Ở Việt Nam đã áp dụng rất thành công chính sách lãi suất vào những năm cuối

thập kỷ 80 trong việc giảm tỷ lệ lạm phát từ 3 con số xuống còn một con số, do nền

kinh tế ở nước ta lúc đó là nền kinh tế tuy đã mở cửa nhưng chưa mở hẳn, do đó,

chỉ có tác động trong nước bằng đầu tư vào. Chính vì thế ngày nay không thể áp

dụng chính sách lãi suất với tỷ lệ lãi suất rất cao để giảm tỷ lệ lạm phát mà phải

quan tâm đến mối quan hệ giữa lãi suất trong nước và lãi suất thế giới.

Cụ thể mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất ở Việt Nam những năm gần đây

thể hiện như sau:

- Năm 2001: lãi suất thực dương quá cao nên đã đưa đến lạm phát (lãi suất

thực dương lớn gấp 5,75 lần tỷ lệ lạm phát). Năm 2002 tình hình lãi suất thực

dương có giảm xuống, chỉ lớn bằng 0,5 lần tỷ lệ lạm phát nên lạm phát đã nhích lên

ở mức hợp lý (4,0%).

15

- Điều chú ý là năm 2004, khi tình hình kinh tế có biến động không tốt, lạm

phát có dấu hiệu tăng lên nhưng lãi suất lại không tăng lên tương ứng, do đó, lãi

suất thực bị âm và tỷ lệ giữa lãi suất thực âm này so với tỷ lệ lạm phát là 34,7% thể

hiện giá của đồng tiền giảm xuống đáng kể. Đây chính là một trong những căn

nguyên để cho lạm phát tăng mạnh. Những người có tiền sẽ thiệt thòi khi gửi ngân

hàng do đồng tiền của họ mất giá, do đó, họ cố gắng giữ tiền trong lưu thông nên

vòng xoáy lạm phát lãi suất thực âm diễn ra.

- Ngoài ra, trong năm 2007, lạm phát tăng cao cũng làm cho lãi suất thực

dương xuống thấp.

- Đặc biệt, sau khi nền kinh tế thế giới bị rơi vào khủng hoảng vào tháng

9/2008, Việt Nam bắt đầu áp dụng chính sách tiền tệ nới lỏng trở lại để hỗ trợ tăng

trưởng kinh tế. Hậu quả là lãi suất thực lại bị âm trở lại. Do mức lạm phát kỳ vọng

vẫn ở mức cao trong thời gian này nên ngay khi chính sách tiền tệ được nới lỏng,

lạm phát thực tế đã nhanh chóng tăng trở lại trong nửa cuối năm 2009. Để đối phó

với tình trạng này, chính sách tiền tệ lại một lần nữa được thắt chặt hơn. Tuy nhiên,

do sức ép thực hiện mục tiêu tăng trưởng 2010, chính sách tiền tệ lại được nới lỏng

cho tới đầu quý IV/2010. Lạm phát thực tế vì thế tiếp tục tăng cao khiến cho kỳ

vọng lạm phát trong cả năm 2011 sẽ tiếp tục rất cao trên 20%. Và thực tế mức lạm

phát năm 2011 đã lên đến 18.6%.

Mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái

Từ năm 1997 đến 1999, lạm phát có xu hướng giảm, tuy nhiên, từ đầu năm 1998

đến 1999, tỷ giá tăng mạnh do đồng VND bị giảm giá mạnh. Nhiều nhà nghiên cứu

nhận định rằng, sự ổn định tỷ giá đóng vai trò quan trọng trong việc kiềm chế lạm

phát. Tuy nhiên, đối với Việt Nam trong giai đoạn 1997-1999, lạm phát được kiềm

chế do tác động của ổn định tỷ giá không nhiều mà chủ yếu là do kết quả của nhiều

giải pháp chính sách khác.

Trong giai đoạn từ 2000-2003, tỷ giá và lạm phát được duy trì tương đối ổn

định, điều này đã góp phần không nhỏ đến ổn định kinh tế và tăng trưởng kinh tế.

16

Sau một giai đoạn ổn định ở mức thấp, lạm phát tăng mạnh vào năm 2004.

Trước tình hình này, NHNN thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt khiến cho lãi suất

tăng lên, đồng thời duy trì sự ổn định của tỷ giá nhằm kiềm chế lạm phát từ năm

2004. Rất nhiều biện pháp đã được Chính phủ và NHNN kết hợp sử dụng, nhưng

lạm phát vẫn ở mức cao kể từ 2005 cho đến năm 2011.

Tóm lại, tỷ giá có tác động nhất định tới lạm phát ở Việt Nam, tùy thuộc vào

từng thời kỳ cho thấy sự tác động này có thể nhiều hay ít. Việc duy trì tỷ giá danh

nghĩa ổn định, ít biến động là một nỗ lực rất lớn của NHNN trong việc ổn định thị

trường tiền tệ và giá trị đồng VND, nhưng kết quả là lạm phát ở Việt Nam vẫn ở

mức cao và không ổn định. Vì vậy, trong thời gian tới việc điều hành chính sách tỷ

giá phải được NHNN tính toán kỹ các tác động giữa tỷ giá và lạm phát để góp phần

kiềm chế lạm phát nhằm đạt mục tiêu ổn định kinh tế vĩ mô mà Chính phủ đã đề ra.

17

CHƯƠNG 2

TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM

2.1 Nghiên cứu về mối quan hệ thâm hụt ngân sách và lạm phát

Các nhà kinh tế tiền tệ đã rõ ràng trong nhận định của họ rằng thâm hụt ngân

sách hàng năm, nếu phát sinh năm này qua năm khác, có xu hướng được tài trợ chủ

yếu bằng cách tạo ra tiền, bổ sung nguồn cung tiền tạo ra nhu cầu quá mức, từ đó

dẫn đến sự gia tăng trong mức giá. Lập luận của họ được dựa trên lý thuyết số

lượng tiền cổ điển nổi tiếng. Mặc dù quan điểm lý thuyết cho rằng thâm hụt ngân

sách là gây ra lạm Phát, nhưng trong một bản tóm tắt ngắn gọn, Habibullah, Cheah

và Hamid (2011) lưu ý rằng các kết quả được rút ra từ các nghiên cứu thực hiện

trong ba thập kỷ qua là có sự pha trộn. Bao gồm ba hướng kết quả sau:

2.1.1 Các nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ là có ý nghĩa thống kê

Hamburger và Zwick (1981) đã kiểm tra mối quan hệ giữa thâm hụt và lạm phát

trong giai đoạn 1954 – 1976 ở Mỹ, và kết luận rằng thâm hụt ngân sách gây ra lạm

phát. Đặc biệt, mối quan hệ trở nên mạnh hơn trong "giai đoạn Keynes" (1961 -

1974).

Sau đó, nghiên cứu của Darrat (1985) cho thấy thâm hụt ngân sách và tăng

trưởng tiền tệ gây ra lạm phát đáng kể từ 1958 đến 1979. Tiếp theo đó, De Haan và

Zelhorst (1990), điều tra 17 nước đang phát triển từ 1961 đến 1985, và khám phá ra

rằng thâm hụt có tương quan với lạm phát trong suốt thời kỳ lạm phát mạnh.

Sử dụng phân tích đồng liên kết, Metin (1998) phát hiện rằng thâm hụt trực tiếp

gây ra lạm phát ở Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn 1954 -1986. Và Cottarelli et al.

(1998) kiểm tra dữ liệu của 47 quốc gia từ 1993 đến 1996 cũng chỉ ra rằng thâm hụt

ngân sách đóng một vai trò có ý nghĩa trong việc gây ra lạm phát. Ngoài ra, mối

quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát trong quá khứ và lạm phát trong hiện tại là liên tục và có

tính động.

18

Tiếp theo đó, nghiên cứu của Fischer etal. (2002) điều tra mối quan hệ giữa lạm

phát, tăng trưởng tiền tệ, phát hành tiền và thâm hụt ngân sách trên một dữ liệu lớn

bao gồm 94 quốc gia trong thời gian 1960 -1995. Kết quả của họ chỉ ra rằng thâm

hụt ngân sách là có ý nghĩa dương với việc phát hành tiền và lạm phát.

Nghiên cứu của Domaç và Yucel (2005) điều tra 15 thị trường mới nổi từ năm

1980 đến 2001 bằng dữ liệu gộp và phát hiện ra rằng thâm hụt chính phủ là một

nhân tố có ý nghĩa dương gây nên lạm phát cao. Thêm vào đó, dữ liệu bảng của họ

cho thấy rằng, ở các quốc gia có lạm phát trung bình là cao, thì thâm hụt ngân sách

có ý nghĩa đáng kể trong việc phát hành tiền và lạm phát. Ngoài ra, thâm hụt ngân

sách có tương quan dương với lạm phát trong suốt thời kỳ lạm phát cao.

2.1.2 Các nghiên cứu tìm thấy mối quan hệ là không có ý nghĩa

Một số nghiên cứu đã sử dụng dữ liệu không gian lẫn thời gian trong quá trình

phân tích. Như nghiên cứu của Karras (1994) điều tra mối quan hệ bằng cách sử

dụng ước lượng bảng và thấy rằng thâm hụt không gây ra lạm phát ở 32 nước phát

triển và các nước đang phát triển trong những năm 1950 đến 1980.

Ahking và Miller (1985) cũng kiểm tra dữ liệu quý trong giai đoạn 1947 -1980,

và đưa ra rằng mối quan hệ thâm hụt – lạm phát ở Mỹ không tồn tại trong suốt một

vài thời kỳ cụ thể.

King và Plosser (1985) điều tra mối quan hệ giữa thâm hụt với việc phát hành

tiền trong mô hình kinh tế vĩ mô tân cổ điển tiền ở 12 nước công nghiệp và các

nước đang phát triển. Họ thấy có một kết nối nhỏ giữa thâm hụt ngân sách và thuế

lạm phát trong giai đoạn 1953 -1982 ở Mỹ, nhưng vẫn không thể chỉ ra được mối

quan hệ là có ý nghĩa.

Thêm vào đó, Giannaros và Kolluri (1986), người sử dụng dữ liệu từ 10 nước

công nghiệp hoặc các nước phát triển từ 1950 đến 1981, cho thấy tác động của thâm

hụt ngân sách lên cung tiền và lạm phát là không có ý nghĩa.

19

Protopapadakis và Siegel (1987) thì xem xét các mối liên kết nợ - tiền và nợ -

lạm phát cho 10 quốc gia tiên tiến lớn trong giai đoạn 1952-1987, và lưu ý rằng mối

liên hệ giữa tăng trưởng nợ và lạm phát là rất yếu.

Barnhart và Darrat (1988) cũng kiểm định quan hệ nhân quả Granger giữa thâm

hụt ngân sách và tăng trưởng tiền trên 7 quốc gia công nghiệp từ 1960 đến 1984, và

bác bỏ giả thuyết rằng thâm hụt gây ra sự gia tăng trong tăng trưởng tiền tệ và họ

cũng bác bỏ quan hệ nhân quả theo chiều ngược lại.

Tiếp theo đó, Komulainen và Pirttilä (2002) sử dụng dữ liệu từ ba nền kinh tế

chuyển đổi (Nga, Bulgaria và Romania), và thấy rằng thâm hụt không đóng một vai

trò gì trong việc gây ra lạm phát.

2.1.3 Các nghiên cứu tìm ra mối quan hệ là có sự pha trộn

Loungani và Swagel (2003) cho thấy cân bằng ngân sách tương quan yếu với

lạm phát ở 53 nước đang phát triển từ 1964 đến 1998, nhưng tương quan trở nên

mạnh mẽ hơn ở các nước có lạm phát trung bình cao hơn. Ngoài ra, họ tìm thấy một

mối quan hệ phi tuyến giữa thâm hụt và lạm phát, và tác động của thâm hụt lên lạm

phát là đáng kể khi tỷ lệ thâm hụt so với GDP là trên 5%.

Catão và Terrones (2005) thu thập dữ liệu từ 107 quốc gia trong giai đoạn 1960 -

2001, và sử dụng ước tính trung bình gộp theo nhóm lại để xem xét những ảnh

hưởng trong ngắn hạn và dài hạn của thâm hụt đối với lạm phát. Họ cho rằng tác

động gây ra lạm phát của thâm hụt đối với lạm phát phụ thuộc vào độ sâu tài chính

của một quốc gia, căn cứ tính thuế lạm phát và độ tin cậy của cơ quan tiền tệ. Thâm

hụt tài chính thì gây lạm phát ở các nước đang phát triển và các nước có lạm phát

cao, nhưng không gây ra ở các nước lạm phát thấp và các nước phát triển. Vì các

nước đang phát triển với nguồn thu thuế kém hiệu quả hơn, bất ổn chính trị, và giới

hạn trong việc vay nợ nước ngoài có vẻ có chi phí liên quan thấp của thuế lạm phát

và do đó thuế lạm phát cao hơn.

Kwon et al. (2009) kiểm tra sự liên hệ giữa nợ và lạm phát dựa vào dữ liệu bảng

của 71 quốc gia từ năm 1962 đến 2004 để đo lường tác động của nợ trong lạm phát.

20

Kết quả của họ cho thấy rằng sự tăng trưởng nợ gây lạm phát mạnh mẽ ở các nước

đang phát triển mắc nợ, và ít hơn ở các nước đang phát triển khác. Ở các nước tiên

tiến, tăng trưởng nợ gây lạm phát thấp. Theo hướng của lý thuyết và nghiên cứu

thực nghiệm, thì thâm hụt ngân sách thường gây ra lạm phát ở các nước có lạm phát

trung bình cao và ở những giai đoạn lạm phát cao, điều này cũng tương tự ở các

nước đang phát triển. Ngoài những trường hợp trên, thì thâm hụt đóng một vai trò

yếu trong việc xác định lạm phát.

Gần đây nhất có nghiên cứu của Cheah và Hamid (2011), thực nghiệm trên 13

nền kinh tế châu Á đang phát triển cụ thể là, Bangladesh, Ấn Độ, Indonesia,

Malaysia, Myanmar, Nepal, Pakistan, Philippines, Singapore, Hàn Quốc, Sri Lanka,

Đài Loan và Thái Lan, đã phân tích các mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và

lạm phát. Tác giả đã xem xét vai trò của cung tiền bằng cách kiểm tra tác động của

nó đối với lạm phát. Bằng cách xác định hướng quan hệ nhân quả giữa ba biến,

nghiên cứu này cung cấp thêm một phần bằng chứng trên số lượng ngày càng tăng

của tài liệu về mối quan hệ thâm hụt ngân sách-tiền-lạm phát.

2.1.4 Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam

Ở Việt Nam, thực tế có rất nhiều các bài báo, đề tài luận bàn về hai chỉ số kinh

tế này của các chuyên gia kinh tế. Tuy nhiên đề tài đi sâu vào kiểm định mối quan

hệ giữa thâm hụt ngân sách với lạm phát trong một giai đoạn cụ thể rất hiếm.

Một trong số ít các đề tài phải kể đến nghiên cứu của Nguyễn Thu Hằng và

Nguyễn Đức Thành (2010) về “Các nhân tố vĩ mô quyết định lạm phát Việt Nam

trong giai đoạn 2000-2010”. Trong nghiên cứu này các tác giả không thấy rõ tác

động của thâm hụt ngân sách đối với lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này

không có nghĩa là thâm hụt ngân sách không có ảnh hưởng đến lạm phát. Nguyên

nhân của điều này là do việc tài trợ ngân sách thường có hai tác động trái chiều.

Một mặt, tài trợ ngân sách bằng việc gia tăng vay nợ của Chính phủ làm tăng lãi

suất do nhu cầu vay cao hơn. Điều này cũng tương tự như chính sách tiền tệ thắt

chặt và do đó góp phần giảm đi phần nào lạm phát. Mặt khác, tài trợ ngân sách

21

thông qua việc tăng cung tiền (nếu có) cũng tương tự như chính sách tiền tệ mở

rộng và gây áp lực lạm phát. Hai tác động trái chiều này làm giảm thậm chí xóa bỏ

ảnh hưởng của nhau đối với lạm phát.

Ngoài ra còn có nghiên cứu của IMF trong năm 2003 cũng cho thấy các kết quả

tương tự về vai trò của cung tiền đến lạm phát. Nghiên cứu này sử dụng mô hình

VAR với bảy biến: giá dầu quốc tế, giá gạo quốc tế, sản lượng công nghiệp, tỷ giá,

cung tiền, giá nhập khẩu và chỉ số giá tiêu dùng cho giai đoạn từ tháng 1 năm 1995

đến tháng 3 năm 2003. Kết quả của nghiên cứu này cho thấy vận động nội tại là yếu

tố quan trọng giải thích những biến động của lạm phát, lạm phát phi lương thực

thực phẩm và giá nhập khẩu. Tỷ giá có tác động đến giá nhập khẩu nhưng không có

tác động đến CPI. Điều này phản ánh thực tế là các loại hàng hóa phi thương mại

chiếm tỷ trọng lớn trong giỏ CPI và giá nhập khẩu không chuyển trực tiếp vào giá

trong nước dù độ mở của Việt Nam đang tăng lên. Nghiên cứu này cũng cho thấy

rằng giá gạo quốc tế, các điều kiện về tổng cầu trong nước và tốc độ tăng cung tiền

mở rộng ít có tác động đến lạm phát nhưng tác động lại kéo dài.

2.2 Nghiên cứu về mối quan hệ lạm phát và lãi suất

2.2.1 Một số nghiên cứu ở các nước phát triển

Bắt đầu với Fama (1975), ông đưa ra kết luận rằng trong suốt giai đoạn 1953-

1971 thị trường chứng khoán tỏ ra khá hiệu quả trong việc sử dụng các thông tin về

lạm phát tương lai trong việc đưa ra mức lãi suất danh nghĩa kỳ hạn 1-6 tháng,

ngoài ra kết quả trong nghiên cứu này của Fama cũng đồng quan điểm với Fisher.

Tuy nhiên cũng có nhiều tác giả như Carlson (1977), Nelson và Schwert (1977),

Levi-Makin (1979), Tanzi (1980) đã tìm ra những bằng chứng bác bỏ nhận định của

Fama. Cụ thể như Levi-Makin (1979) đã đưa ra lý luận rằng mức độ lạm phát kỳ

vọng là một hàm biến thiên của nhiều yếu tố bao gồm sự thay đổi công ăn việc làm,

sản lượng đầu ra, một giá trị không chắc chắn về sự biến động của lạm phát tương

lai. Điều này có thể là kết quả của việc lãi suất thực không phải là hằng số, đó là lý

22

do tại sao những tác giả nghiên cứu đã đề cập trên tìm ra những kết quả trái ngược

với Fama (1975).

Nghiên cứu của Mishkin (1992) đã giải thích tại sao chỉ có một mối tương quan

giữa lãi suất và lạm phát trong một số thời kỳ nhất định mà không phải là tất cả. Và

tác giả tìm ra rằng lạm phát có khả năng dự báo trong ngắn hạn đối với lãi suất ít có

tính thuyết phục.

Những nghiên cứu gần đây của Mỹ, như Crowder và Hoffman (1996) tìm ra

bằng chứng lãi suất danh nghĩa điều chỉnh với tỷ lệ lạm phát kỳ vọng với tỷ lệ cao

hơn 1:1. Fahmy và Kandil (2003) với kiểm định dữ liệu trong mốc thời gian từ 1980

đến đầu 1990 và kết luận đưa ra là không thể bác bỏ sự tồn tại mối quan hệ đồng

liên kết giữa lãi suất danh nghĩa và tỷ lệ lạm phát trong dài hạn. Nghiên cứu của

Tillmann (2004) cũng tìm ra bằng chứng mối quan hệ Fisher trong dữ liệu thời gian

sau chiến tranh.

Cũng có nhiều nghiên cứu ở Phần Lan, Anh và Ý kiểm định lại hiệu ứng Fisher.

Như Junttila (2001) với mô hình ARIMA và dữ liệu trong giai đoạn 1987-1996 đã

bác bỏ hiệu ứng Fisher ở Phần Lan. Evans (1998) cũng không tìm thấy bằng chứng

tin cậy cho mối quan hệ giữa lạm phát kỳ vọng và lãi suất ở Anh. Nhưng Muscatelli

và Spinelli (2000) bằng việc phân tích dữ liệu tại Ý trong giai đoạn 1948-1990 đã

tìm thấy lạm phát kỳ vọng và lãi suất danh nghĩa có đồng liên kết với nhau trong dài

hạn.

Miyagawa và Morita (2003) bác bỏ sự tồn tại mối quan hệ với tỷ lệ 1:1 giữa lãi

suất danh nghĩa và lạm phát kỳ vọng ở Nhật, Thụy Sĩ và Ý. Yuhn (1996) cũng đã

khẳng định sự tồn tại của hiệu ứng Fisher ở Mỹ, Đức và Nhật nhưng cũng không đủ

bằng chứng để thuyết phục về hiệu lực của hiệu ứng Fisher đối với Canada và Anh

trong giai đoạn từ tháng 9/1973 đến tháng 6/1993. Lardic và Mignon (2003) đã chấp

nhận giá trị của hiệu ứng Fisher tồn tại ở các nước G7 trừ nước Đức trong giai đoạn

từ tháng 1/1970 đến tháng 3/2001.

23

2.2.2 Một số nghiên cứu ở các nước đang phát triển

Một vài nghiên cứu tiêu biểu có thể kể đến, Garcia (1993) đã tìm thấy giá trị của

hiệu ứng Fisher với dữ liệu lạm phát và lãi suất tại Braxin trong giai đoạn 1993-

1990. Hay nghiên cứu của Carneiro, Divino và Rocha (2002) cũng như Phylaktis và

Blake (1993) đã tiến hành kiểm định giả thuyết Fisher cho 3 nền kinh tế có tỷ lệ

lạm phát cao là Braxin, Mexico, Argentina. Phylaktis và Blake (1993) đã tìm thấy

bằng chứng mạnh cho mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất danh nghĩa và lạm phát kỳ

vọng. Còn Carnerio, Divino và Rocha (2002) chỉ chấp nhận giả thuyết Fisher ở 2

nước là Braxin và Argentina.

Cooray (2002-2003) với dữ liệu trái phiếu 3 tháng và lạm phát kỳ vọng trong

giai đoạn 1952-1998 đã đi đến kết luận lãi suất phản ứng khá chậm với lạm phát kỳ

vọng và chính sách tiền tệ là một nhân tố tác động mạnh đến lãi suất trong ngắn

hạn.

Và gần đây nhất là cuộc nghiên cứu của Mitchell Innes (2006) về mối quan hệ

giữa lạm phát kỳ vọng và lãi suất danh nghĩa ở Nam Phi. Kết quả cho thấy mối

quan hệ này trong ngắn hạn là không được chấp nhận. Trong dài hạn, kết quả cho

thấy có một quan hệ đồng liên kết dài hạn giữa lãi suất dài hạn và lạm phát kỳ vọng.

2.2.3 Bằng chứng thực nghiệmtại Việt Nam

Một bằng chứng thực nghiệm đã được tìm thấy trong đề tài “Phân tích lãi suất

danh nghĩa và lạm phát trong đổi mới tài chính ở Việt Nam” của tác giả Nguyễn

Trọng Hoài với số liệu được lấy trong giai đoạn 1992-2002. Kết quả thực nghiệm

cho thấy lạm phát gây ra sự thay đổi của lãi suất danh nghĩa trong khi đó lãi suất

không thể gi`ải thích được lạm phát. Khi tỷ lệ lạm phát dự kiến tăng 1% thì lãi suất

danh nghĩa tăng tương ứng là 1.31%.

Ngoài ra còn có đề tài nghiên cứu “Lạm phát Việt Nam, nguyên nhân căn bản và

giải pháp kiềm chế trong thời gian tới” của tác giả Lê Quốc Hưng, với số liệu được

lấy từ tháng 1/1995 đến tháng 2/2011 trên 164 quan sát sau khi điều chỉnh. Kết quả

24

thực nghiệm được tác giả rút ra là lãi suất ở Việt Nam trong giai đoạn đổi mới tác

động rất ít đến lạm phát.

Tóm lại, những cuộc nghiên cứu thực hiện ở các quốc gia phát triển và quốc gia

đang phát triển đã đưa đến những kết quả trái chiều nhau. Mặc dù vậy, khá nhiều

cuộc nghiên cứu đã tìm thấy mối quan hệ dương trong dài hạn giữa lãi suất danh

nghĩa là tỷ lệ lạm phát kỳ vọng.

2.3 Nghiên cứu về mối quan hệ lạm phát và tỷ giá hối đoái

2.3.1 Bằng chứng thực nghiệm trên thế giới

Chihhibber (1991) chỉ ra rằng tác động của việc phá giá tới lạm phát phụ thuộc

vào độ linh hoạt của tỷ giá, độ mở cửa của tài khoản vốn và mức độ kiểm soát giá.

Bodart (1996) nghiên cứu các tác động của việc cải cách tỷ giá lên lạm phát ở

một nước nhỏ và mở bằng cách kết hợp giữa quan điểm tài khóa với các chế độ tỷ

giá khác nhau. Ông thấy rằng chế độ neo tỷ giá có điều chỉnh tỷ giá chính thức chỉ

có tác động ngắn hạn đối với lạm phát trong khi phá giá lại có tác động dài hạn hơn

đối với lạm phát dưới chế độ điều chỉnh tỷ giá chính thức liên tục theo tỷ giá thị

trường tự do. Đồng thời sự gia tăng dài hạn của thâm hụt ngân sách cũng dẫn đến

lạm phát kéo dài hơn.

Nghiên cứu của Ilan Goldfajn và Sergio R.C.Werlang (1998) về cơ chế truyền

dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá đến lạm phát theo khung dữ liệu bảng đã thấy rằng có mối

quan hệ giữa sự sụt giảm tỷ giá hối đoái và lạm phát. Tương tự nghiên cứu của

Michale Ca’Zorzi, Elke Hahn và Marcelo Sánchez (2007) về cơ chế truyển dẫn từ

tỷ giá hối đoái trong các nền kinh tế mới nổi. Tác giá kiểm định trong 12 nền kinh tế

mới nổi ở Châu Á, Mỹ Latin, Trung và Đông Âu. Kết quả nghiên cứu cũng chỉ ra

rằng có một mối tương quan mạnh giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát.

Nghiên cứu của Goujon (2006) đã tập trung vào mức độ ảnh hưởng của tình

trạng đô la hóa đối với lạm phát và chỉ ra rằng với tình trạng đô la hóa của nền kinh

tế, cung tiền chỉ có tác động đến lạm phát nếu nó tính đến số lượng đô la được nắm

25

giữ. Nghiên cứu này sử dụng cách tiếp cân kinh tế học tiền tệ cho giai đoạn từ tháng

1 năm 1991 đến tháng 6 năm 1999.

Gần đây là nghiên cứu của Beirne (2009), sử dụng phương pháp đồng liên kết và

hàm xung động phản hồi để đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá và chỉ số giá

tiêu dùng ở 9 quốc gia thuộc khu vực Trung và Đông Ân thuộc khu vực sử dụng

đồng tiền chung Châu Âu. Kết quả nghiên cứu cho thấy mức độ truyền dẫn trung

bình của chỉ số giá tiêu dùng là 0.6 khi sử dụng phương pháp phân tích đồng liên

kết và 0.5 khi sử dụng hàm xung động phản hồi. Và mức độ truyền dẫn giữa các

quốc gia theo chế độ tỷ giá hối đoái cố định và tỷ giá hối đoái thả nổi là khác nhau.

Ngoài ra còn có những bài nghiên cứu lớn về hệ số truyền dẫn từ giảm tỷ giá hối

đoái đến lạm phát như Dornbusch (1987), Feenstra et al (1994), Fisher (1989),

Goldberg và các cộng sự (1997) và Klein (1990). Thêm vào đó là một số công trình

thực nghiệm về hệ số truyền dẫn cho quốc giá, khu vực cụ thể như nghiên cứu của

Amitrano và cộng sự (1997), và một số nghiên cứu của các tác giả khác.

2.3.2 Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam

Một trong những nghiên cứu định lượng đầu tiên của Việt Nam là của Võ Trí

Thành và đồng tác giả (2001). Các tác giả nghiên cứu các mối quan hệ giữa tiền tệ,

CPI, tỷ giá và giá trị sản lượng công nghiệp thực tế và đưa ra kết luận rằng: tỷ giá

cũng có ảnh hưởng đến lạm phát trong khi cung tiền không có tác động đến các biến

động trong tương lai của giá cả.

Nghiên cứu của Võ Văn Minh “Exchange rate pass-through and its implications

for inflation in Vietnam” (2009). Kết quả nghiên cứu cho thấy: Hiệu ứng truyền dẫn

tỷ giá đến chỉ số giá tiêu dùng thì thấp hơn nhiều so với hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá

đến chỉ số giá nhập khẩu do ảnh hưởng của sự thay đổi giảm dần qua mỗi giai đoạn

của chuỗi phân phối. Cuối cùng tác giả kết luận rằng hiệu ứng truyển dẫn tỷ giá đến

lạm phát của Việt Nam là không hoàn hảo.

Tác giả Nguyễn Thị Thùy Vinh và Fujita (2007) đã sử dụng cách tiếp cận VAR

để nghiên cứu tác động của tỷ giá thực đối với sản lượng và lạm phát ở Việt Nam

26

trong giai đoạn từ 1992 đến 2005. Các tác giả cho thấy nguyên nhân chủ yếu khiến

sản lượng và mức giá thay đổi là các biến động của các biến này trong quá khứ và

tỷ giá có ảnh hưởng nhiều đến cán cân thương mại và sản lượng hơn đến lạm phát.

Mô hình VAR của họ bao gồm sản lượng công nghiệp, CPI, tỷ giá, cung tiền, thâm

hụt thương mại và lãi suất của Mỹ (với tư cách là một biến ngoại sinh). Mô hình

này tập trung chủ yếu vào mức chuyển của tỷ giá và do vây bỏ qua các nhân tố

quyết định lạm phát khác.

Bạch Thị Phương Thảo (2011) nghiên cứu sự truyền dẫn của tỷ giá vào các chỉ

số giá của Việt Nam từ năm 2001-2011 thông qua mô hình hồi quy VAR. Do lạm

phát tăng cao và độ phụ thuộc vào hàng nhập khẩu lớn của Việt Nam mà mức độ

ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái lên các chỉ số giá ngày càng cao, đặc biệt là đối với

chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng. Thêm vào đó, mức cung tiền M2, sự gia

tăng chỉ số giá sản xuất và ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá tiêu

dùng là 3 nguyên nhân quan trọng nhất khiến lạm phát Việt Nam tăng trong thời

gian 2001-2011.

27

CHƯƠNG 3

PHƯƠNG PHÁP LUẬN VÀ MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU

3.1 Phương pháp luận

Đề tài sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số cho các phân tích số liệu bảng (Panel

error-correction mechanism model ) để xác định được các tác động trong ngắn hạn

và dài hạn , qua đó tính toán được tốc độ hiệu chỉnh để mô hình đạt được sự cân

bằng. Theo đó, nghiên cứu dựa vào việc sử dụng các giá trị thống kê F (hay kiểm

định Wald) để phân tích ý nghĩa của mô hình.

Đầu tiên đề tài sẽ kiểm định tính dừng của các biến trong bảng bằng cách sử

dụng kiểm định fisher với thuộc tính Augmented Dickey -Fuller (ADF) hay Phillips-

Perron và tùy theo kết quả đạt được , sau đó chọn sử dụng các biến hoặc theo các

mức ý nghĩa với tích hợp bậc 0 I(0) hoặc theo sai phân bậc nhất với tích hơp bậc 1

I(1). Điều kiện để các biến trong mô hình có tính đồng liên kết là một vài biến tích

hơp I(0) và một vài biến tích hơp I(1).

Sau đó, dùng kiểm định tính đồng liên kết bảng Westerlund (2007) để xem xét

giữa lạm phát với lần lượt các biến thâm hụt ngân sách, lãi suất, tỷ giá hối đoái, độ

mở thương mại có tính đồng liên kết theo từng cặp hay không.

Bước kế tiếp đề tài sẽ thực hiện hồi qui bảng các biến với các tác động cố định

(fixed effects) để thiết lập cân bằng trong dài hạn, tính toán được phần dư (hệ số kết

hơp tuyến tính của các biến trong mô hình). Nếu các biến có tính đồng liên kết thì

kết quả kiểm định tính dừng của phần dư sẽ cho thấy phần dư dừng với mức ý nghĩa

< 10%.

Tiếp theo, đề tài thực hiện hồi qui dữ liệu bảng cho các biến sai phân cùng với độ

trễ bậc nhất của phần dư với các tác động cố định để thiết lập phương trình trong

ngắn hạn và tính toán được tốc độ hiệu chỉnh của mô hình.

28

Sau cùng đề tài kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger của hai biến chính

trong mô hình (lạm phát và thâm hụt ngân sách). Mô hình được xác lập ở đây bao

gồm cả độ trễ của biến độc lập và độ trễ của biến giải thích.

Việc sử dụng các ước lượng dữ liệu bảng với các tác động cố định (fixed effects)

theo Wooldridge (2002) cung cấp nhiều quan sát hơn cho các ước lượng và giảm

thiểu khả năng đa cộng tuyến giữa các biến khác nhau . Ước lượng với các tác động

cố định giả định rằng các hệ số gốc (các hệ số ước lượng của các biến giải thích ) là

giống nhau cho tất cả các đơn vị bảng ngoại trừ các hệ số cắt (hằng số, điều kiện

ban đầu) khác nhau ở tất cả đơn vị bảng.

3.2 Mô hình nghiên cứu

3.2.1 Kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian

Trước tiên cần kiểm tra tính dừng và bậc tích hợp của các biến được sử dụng

trong mô hình. Theo định nghĩa, một biến thời gian được xem là dừng hiệp phương

sai nếu giá trị trung bình và phương sai của nó là hằng số theo thời gian và giá trị

hiệp phương sai giữa hai giai đoạn thời gian chỉ phụ thuộc vào khoảng cách giữa hai

giai đoạn đó và không phụ thuộc vào thời điểm thực sự mà hiệp phương sai được

tính.

Nếu một vài hay tất cả các biến trong mô hình là không dừng, việc kiểm định giả

thuyết theo qui ước và khoảng tin cậy sẽ không đáng tin. Khi một chuỗi được xác

định là không dừng, việc nghiên cứu đặc tính của chúng chỉ phù hợp trong giai đoạn

được khảo sát và kết quả nghiên cứu không thể sử dụng cho các giai đoạn khác,

ngoài ra phân tích hồi qui cho các chuỗi không dừng có thể đưa đến kết quả là hồi qui giả mạo. Hồi qui giả mạo có hệ số xác định R2 cao và thống kê t có ý nghĩa

nhưng thực sự không có ý nghĩa kinh tế (Granger và Newbold, 1974).

Vì thế tính dừng được thiết lập bằng cách kiểm định trị riêng nghiệm đơn vị

trong các biến bằng cách áp dụng kiểm định fisher với thuộc tính Augmented

Dickey-Fuller test (ADF) hay Phillips – Perron. Phương pháp luận cho các kiểm

định này được mô tả như sau:

29

F G= (

)

p i

iTi

Kiểm định Fishercho dữ liệu bảng ( dữ liệu bảng cân bằng và không cân bằng)

iTiG : Quốc gia thứ i, chuỗi thời gian của quốc gia thứ i là

iT ( iT → ∞ ),

G

G→ (biến ngẫu nhiên);

iTi

i

iP là p-value của quốc gia i;

Với

iG

F(.) là hàm số với biến tự do là

N

ln

(3.1)

p

p i

= − ∑ 2

= 1

i

Kiểm định Fisher (1932) dựa vào tổng log-p-value với mô hình như sau:

Sự kết hợp p -value từ kiểm định tính dừng của từng quốc gia i chính là kiểm định

tính dừng của dữ liệu bảng.

2χ , bậc tự do 2N khi

iT → ∞ có giới hạn trên là N.

p theo quy luật phân phối chuẩn

Năm 1999, Choice đưa thêm 2 kiểm định thống kê , bên cạnh kiểm định chi bình

phương nghịch đảo (Inverse chi-square test) p của Fisher

N

φ− 1

(

)

z

P i

i

= 1

1 = ∑ N

Đầu tiên là kiểm định nghịch đảo thông thường (Inverse normal test)

Với φ là phân phối tích lũy chuẩn tắc và ZN(0;1)

N

=

)

L

i

= 1

P −∑ i ln( 1 P i

)

Thứ hai là kiểm định logit

2 / 3π . Khi

1

P i P− i

iT → ∞ thì

=

mL

m

Khi đó ln( có phân phối logistic với mức ý nghĩa 0 và phương sai

+→ t 5 4N

4) +

+ 3(5 N 2 π N N (5

2)

khi đó

Theo Choice, ưu điểm chính của ba kết hợp p-value này là:

30

1. Dữ liệu chéo (dạng bảng) có thể vô hạn hoặc hữu hạn

2. Mỗi nhóm có thể có thành phần ngẫu nhiên hoặc không ngẫu nhiên

3. Chuỗi thời gian T có thể khác nhau với mỗi không gian i

4. Giả thiết đối nghịch (H1) cho phép một vài nhóm thì dừng, một vài thì không

N

=

−

− ( 2 ln

2)

p m

p i

2

1 ∑ N = 1 i

Khi N lớn, Choice đề nghị thêm kiểm đinh chi bình phương nghịch đảo bổ sung

Cho thấy N càng tăng thì kết quả càng có độ tin cậy cao.

Ưu điểm của kiểm định fisher

- Không đòi hỏi dữ liệu cân bằng trong khi các kiểm định khác đòi hỏi dữ liệu

phải cân bằng.

- Không có nhiều ràng buộc , nó có thể được sử dụng với bất kì kiểm đinh tính

dừng nào kể cả kiểm định ADF , sự lựa chọn độ trễ cho mỗi mẫu có thể khác nhau

và không có sự giới hạn cỡ mẫu cho các mẫu khác nhau.

- Cho kết quả chính xác , p-value trong kiểm định fisher cũng được suy ra từ mô

iT → ∞ . Nếu trong mô hình cho kết quả dữ liệu dừng và không dừng thì trong nhóm

hình tuy nhiên nhưng kết quả của nó thì tùy thuộc vào điều kiện khác nhau của

dữ liệu bảng thì kiểm định fisher cho kết quả tốt nhất vì nó mạnh hơn trong việc

phân biệt giả thuyết null và giả thuyết thay thế nó .

Kiểm định Augmented Dickey Fuller (ADF)

......

(3.2)

+

a

b

+

+

a

D

+

m

Y D = t

Y t

u t

Y t m -

0

+ D a 1

Y t

+ D a 2

Y t

1

2

-

-

Dựa trên nền tảng kiểm định Dickey-Fuller, ADF có mô hình như sau

Với:

Y = Biến chuỗi thời gian cần khảo sát.

∆ = toán hạn sai phân

31

,

,

...

, b a a a 0

1

2

= các tham số ước lượng

ut

= nhiễu trắng

Giả thuyết null trong các tình huống này có thể được diễn đạt:

H0: β = 0 (cho thấy Yt có một xu hướng stochastic, đó là không dừng).

Giả thuyết đối lập:

H1 : β ≠ 0 (cho thấy Yt dừng)

Một xu thế thời gian (t) có thể được thêm vào phương trình (3.3) nếu Yt dừng

......

(3.3)

a

+

t d

+

b

+

+

a

D

+

m

Y D = t

Y t

u t

Y t m -

0

+ D a 1

+ D a 2

1

2

Y t

Y t

-

-

quanh một quá trình tuyến tính xác định. Vì thế, phương trình (3.3) trở thành:

Với:

t = biến xu thế

δ = tham số ước lượng của biến xu thế

Kiểm định Philips-Perron

Phillips và Perron (1988) đã phát triển một loạt các kiểm định nghiệm đơn vị, sau

này trở nên phổ biến cho phân tích chuỗi thời gian trong tài chính. Các kiểm định

nghiệm đơn vị Phillips-Perron (PP) khác với các kiểm định ADF chủ yếu theo cách

mà chúng xử lý đối với tương quan chuỗi và phương sai sai số không đồng nhất.

Đặc biệt, trong khi ADF sử dụng mô hình tự hồi qui kiểu tham số để xấp xỉ cấu trúc

ARMA của các sai số trong mô hình kiểm định thì kiểm định PP bỏ qua bất kỳ sự

tương quan chuỗi nào trong mô hình kiểm định.

Với ut tích hơp bậc zero I(0) và có phương sai sai số đồng nhất. Kiểm định PP

hiệu chỉnh sự tương quan chuỗi và phương sai sai số không đồng nhất trong các sai

số ut của mô hình kiểm định bằng cách bổ sung trực tiếp các thống kê kiểm định tπ=0

và ˆTπ . Các thống kê bổ sung này ký hiệu là Zt và Zπ có dạng

32

2

( ) π ˆ

=

(3.4)

Z

. t = π

t

0

. T SE 2 σ ˆ

2 σ ˆ ˆ 2 λ

ˆ 2 λ σ − ˆ ˆ 2 λ

  

1 2   

  

 1 −   2  ( π ˆ

2

=

−

ˆ 2 λ σ − ˆ

(3.5)

Z π

T π ˆ

)(

     )

2 . T SE 2 σ ˆ

1 2

2ˆσ và

2ˆλ là các ước lượng nhất quán của các tham số phương sai:

T

−

1

2 σ

=

T

Các đại lượng

∑

2  E u  t

 

lim →∞ x

= 1

t

T

−

−

1

1

2 λ

=

T

2 E T S T

∑

 

 

lim →∞ x

= 1

t

T

2ˆu là ước

t

S T

u=

t

1

= ∑ là phương sai mẫu của bình phương phần dư tối thiểu lượng nhất quán của σ2, và ước lượng phương sai dài hạn Newey-West của ut bằng cách dùng ˆtu là ước lượng nhất quán của λ2.

Với

Dưới giả thuyết null π = 0, các thống kê Zt và Zπ có phân phối cận chuẩn giống

như thông kê t và thống kê chệch được chuẩn hóa của ADF.

Ưu điểm của kiểm định PP so với kiểm định ADF là PP mạnh ở gốc độ tổng quát

với phương sai sai số không đồng nhất. Một ưu điểm khác là người dùng không cần

xác định độ trễ cho mô hình kiểm định.

3.2.2 Kiểm định tính đồng liên kết bảng Westerlund

Westerlund (2007) đã phát triển bốn tiêu chuẩn kiểm định đồng liên kết cho dữ

liệu bảng. Ý tưởng chính là kiểm định sự không tồn tại tính đồng liên kết bằng cách

xác định xem liệu các đơn vị bảng có sự hiệu chỉnh sai số hay không.

=

+

∆

+

∆ y

+ + ...

∆ y

...

−

∆ yit

i

ip

− it p

x + it

− 1

2

2

0

− 1

∆ λ α y + 1 it i

it

β i

∆ β x 1 i

it

β

+

−

∆ x

+u

α + i (

α )

ip

− it p

β i

it

α + i

− 1

− 1

y it

x it

Xét mô hình hiệu chỉnh sai số sau:

=

0

∀ i

<

∃ 0 i

H : 0 H : 1

α i α i

Giả thuyết thống kê cho từng đơn vị bảng cũng như toàn bộ dữ liệu bảng:

33

= −

αi là ước lượng của tốc độ hiệu chỉnh sai số đạt đến sự cân bằng trong dài hạn

cho tất cả các chuỗi i.

(

)

y it

β α i i

x it

Các thống kê Gα và Gt kiểm định ý nghĩa thống kê cho trường hợp ở từng đơn vị

bảng trong khi các thống kê Pα và Pt kiểm định ý nghĩa thống kê cho toàn bộ dữ liệu

bảng.

Việc bác bỏ giả thuyết H0 nên được xem như là bác bỏ tính đồng liên kết của

toàn bộ dữ liệu bảng.

Các tiêu chuẩn kiểm định có tính linh hoạt khá cao và cho phép đặc tính hoàn

toàn không đồng nhất trong quá trình hồi qui các biến trong ngắn hạn và dài hạn của

mô hình hiệu chỉnh sai số.

Kiểm định tính đồng liên kết bảng của Westerlund có thể áp dụng cho các bảng

dữ liệu không cân bằng.

Trong trường hợp các chuỗi dữ liệu bị nghi ngờ có sự tương quan, các giá trị

chuẩn cho phân tích độ mạnh có thể đạt được thông qua bootstrapping.

3.2.3 Mô hình hiệu chỉnh sai số (Error Correction Mechanism)

=

+

+

+

+

ln

(3.6)

INTE

EXC

I itNF

i

it

ε it

it

+ α α BUD it 1

α 2

α 3

α OPEN 4

- Phương trình hồi qui trong dài hạn:

Với:

αi= hệ số cắt (điều kiện ban đầu)

α1, α2, α3, α4: hệ số hồi qui, hệ số gốc của các biến.

ε , t =1,…,T.

it) = σ2

εit= phần dư được giả thiết phân phối chuẩn và độc lập với E(εit) = 0 và phương sai sai số đồng nhất hữu hạn E(ε2

i = thứ tự của bảng (i = 1,…,N)

t = giai đoạn quan sát (t = 0,…,T)

∆

=

+

∆

+

+

∆

+

ln

+

(3.7)

INTE

EXC

OPEN

INF it

i

BUD it

it

it

ν it

+ ∆ α α 1

α 2

∆ α 3

α 4

βε it

− 1

- Phương trình hồi qui trong ngắn hạn:

34

Với:

αi= hệ số cắt

α1, α2, α3, α4: hệ số hồi qui, hệ số gốc của các biến.

β: tốc độ hiệu chỉnh của mô hình để điều chỉnh các tác động của các biến trong ngắn

hạn đến cân bằng trong dài hạn.

εit-1: độ trễ bậc nhất của phần dư trong hồi qui các tác động cân bằng trong dài hạn.

ν , t =1,…,T.

it) = σ2

νit= phần dư được giả thiết phân phối chuẩn và độc lập với E(νit) = 0 và phương sai sai số đồng nhất hữu hạn E(ν2

i = thứ tự của bảng (i = 1,…,N)

t = giai đoạn quan sát (t = 0,…,T)

=

+

+

+

INF

(3.8a)

INF it

α i

− it p

− it p

ε it

γ p

BUD + 1

=

+

+

INF

(3.8b)

BUD it

δ i

− it p

− it p

+ ν it

ρ p

BUD + 1

2 β ∑ p = 1 p 2 θ ∑ p = 1 p

2 ∑ = 0 p 2 ∑ = 0 p

3.2.4 Kiểm định tính nhân quả Granger

αi và δi= hệ số cắt

β1, β2, γ0, γ1, γ2: hệ số hồi qui, hệ số gốc của các biến.

θ1, θ2, ρ1, ρ2, ρ3: hệ số hồi qui, hệ số gốc của các biến

µνt; t =1,…,T.

ε,t; E(ν2

i,t) = σ2

i,t) = σ2

εi,t và νi,t = phần dư được giả thiết phân phối chuẩn và độc lập với E(εi,t) = 0; E(νi,t) = 0 và phương sai đồng nhất hữu hạn E(ε2

i = thứ tự của bảng (i = 1,…,N)

t = giai đoạn quan sát (t = 0,…,T)

Chúng ta sử dụng các kiểm định F (kiểm định Wald) để kiểm tra ý nghĩa của mô

hình với các giả thuyết như sau:

H

:

0,

[1,

N

]

=

=

a

=

a

=

a

=

i " Î

ia

0

a 1

2

3

4

Với phương trình (3.6):

35

:

0;

0;

0;

0;

0,

[1,

]

N

¹

a

¹

a

¹

a

¹

a

¹

i $ Î

i

H 1

a 1

2

3

4

H

:

0,

[1,

N

];

=

=

a

=

a

=

a

=

i " Î

b

0 =

ia

0

a 1

2

3

4

:

0;

0;

0;

0;

0,

[1,

N

];

0

¹

a

¹

a

a

¹

a

¹

i $ Î

b

¹

¹

i

H 1

a 1

2

3

4

Và phương trình (3.7):

:

0,

[1,

]

H

N

=

=

b

=

=

=

=

i " Î

ia

0

b 1

2

g 1

g 2

g 3

0;

¹

¹

:

0;

0;

0;

0,

[1,

N

]

¹

¹

¹

a

¹

i $ Î

b 1

b 20;

i

H 1

g 1

g 2

g 3

Với phương trình (3.8a):

H

:

0,

[1,

N

]

=

=

=

r

=

r

=

r

=

i " Î

id

0

q 1

q 2

2

3

1

0;

¹

¹

:

0;

0;

0;

0,

[1,

N

]

r

r

r

¹

¹

¹

i $ Î

¹

q 1

q 20;

d i

H 1

2

3

1

Với phương trình (3.8b):

Ngoài ra, đề tài cũng phân tích tính không đồng nhất có thể có giữa các quốc gia thông qua các giá trị của R 2 đạt được. Vì phương pháp phân tích số liệ u bảng được 2

áp dụng , theo Wooldridge (2002), có thể so sánh các giá trị đạt được cho R “overall”, R2 “between” và R2 “within”.

giữa các đơn vị bảng khác nhau R2 “overall” đặc trưng cho mức độ lý giải của các biến giải cho sự thay đổi của biến phụ thuộc thích trong toàn bộ mô hình. R2 “between” đặc trưng sự khác biệt (ở đây là các quốc gia ) trong khi R2 “within” đo

lường sự khác biệt trong bản thân các đơn vị bảng (mỗi nước) suốt khoảng thời gian

khảo sát.

36

CHƯƠNG 4

DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU VÀ KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM

4.1 Dữ liệu nghiên cứu

Mô hình sử dụng chuỗi dữ liệu sơ cấp được lấy từ Các chỉ số phát triển chính ở

khu vực Châu Á Thái Bình Dương (Key Indicators for Asia and the Pacific) của

Ngân hàng Phát triển Châu Á (ADB) cho 8 quốc gia ở khu vực Châu Á, bao gồm:

Bangladesh, Ấn Độ, Indonesia, Malaysia, Pakistan, Philippines, Sri Lanka và Việt

Nam trong giai đoạn 1994-2012. Tổng số lượng quan sát là 152.

Việc lựa chọn 8 quốc gia không phải ngẫu nhiên mà chủ ý hướng tới các quốc

gia có các đặc điểm kinh tế tương đồng với Việt Nam. Thứ nhất, cả 8 quốc gia khảo

sát đều là những nước đang phát triển với mức thu nhập bình quân đầu người từ

trung bình thấp đến khá. Cụ thể, thu nhập bình quân đầu người của Bangladesh là

thấp nhất với 740 USD/người/năm; tiếp theo là Pakistan với 1190 USD/người/năm.

Nhóm các quốc gia có thu nhập trung bình bao gồm Ấn Độ: 1541 USD/người/năm

và Việt Nam: 1755 USD/người/năm. Philippines, Sri Lanka và Indonesia là 3 nước

có thu nhập bình quân đầu người ở nhóm trung bình khá, với các mức lần lượt là

2612, 2923 và 3551 USD/người/năm. Malaysia là quốc gia có thu nhập bình quân

đầu người là cao nhất, nằm trong nhóm các quốc gia có thu nhập khá, với mức trung

bình là 10341 USD/người/năm. Thứ hai, các quốc gia này có đặc điểm chung là nền

kinh tế dựa vào xuất khẩu và có mức tiết kiệm quốc gia trên GDP khá cao với mức

trung bình 30%. Trong đó, Philippines là nước có tỷ lệ tiết kiệm quốc gia cao nhất

với mức trên 40%, và Sri Lanka có mức tiết kiệm quốc gia thấp nhất, xấp xỉ 22%.

Thứ ba, tất cả các quốc gia này đều bị thâm hụt ngân sách và mức thâm hụt này biến

động nhanh và liên tục qua các năm (ADB, năm 2013).

Các biến nghiên cứu chính của mô hình là: Thâm hụt ngân sách (BUD – Budget

Deficit); Tỷ lệ lạm phát (INF – Inflation); Lãi suất (INTE – Interest Rate); Tỷ giá

37

hối đoái (LnEXC – nature logarithm of Exchange Rate); Độ mở thương mại (OPEN

– Openness Trade). Trong đó thâm hụt ngân sách và lạm phát là hai biến chính và

các biến còn lại là biến kiểm soát. Phương pháp thu thập và biến đổi biến được thực

hiện như sau:

1/ Thâm hụt ngân sách: từ bộ dữ liệu của ADB, đề tài chọn lấy tỷ lệ thâm hụt

ngân sách so với GDP (đơn vị tính: %)

2/ Tỷ lệ lạm phát: tỷ lệ lạm phát được lấy theo phần trăm thay đổi của chỉ số giá

tiêu dùng (CPI) hàng năm (đơn vị tính: %)

3/ Lãi suất: lãi suất được sử dụng là lãi suất trung bình theo năm của mỗi quốc

gia (đơn vị tính: %)

4/ Tỷ giá hối đoái: tỷ giá hối đoái được tính quy đổi từ USD sang đồng tiền của

mỗi quốc gia. Tuy nhiên, biến tỷ giá hối đoái sẽ được lấy logarit tự nhiên và nhân

với 100, để khi xem xét tác động riêng phần của biến giải thích lên biến phụ thuộc

trong mô hình hồi quy dưới dạng sai phân, ta nhận được các hệ số ước lượng phù

hợp (không đơn vị).

5/ Độ mở thương mại: độ mở thương mại là biến thể hiện mức độ giao thương

giữa một quốc gia với các quốc gia khác trên thế giới, được tính bằng công thức

[(xuất khẩu + nhập khẩu) ÷ GDP] x 100 (đơn vị tính: %)

38

Nhìn vào biểu đồ 4.1 ta thấy trong giai đoạn 1994-2012, đa phần các nước được

nghiên cứu đều bị thâm hụt ngân sách. Đồ thị cho thấy mức độ thâm hụt ngân sách

của từng quốc gia là không ổn định và thay đổi qua từng năm.

Theo đó, trong giai đoạn khảo sát, Sri Lanka là quốc gia có mức thâm hụt cao

nhất 10% (năm 2001 và 2009), và dao động trong khoảng 7% - 9%. Trong khi đó,

Indonesia là quốc gia có tỷ lệ thâm hụt ngân sách thấp nhất (0.5% - 2%), đặc biệt có

năm thặng dư ngân sách lên đến 3% (1995). Việt Nam là quốc gia có mức thâm hụt

ngân sách tương đối so với các nước còn lại (<4%), tuy nhiên lại dao động mạnh

qua các năm. Mặc dù số liệu hàng năm cho thấy mức độ thâm hụt ngân sách ở từng

quốc gia thay đổi liên tục nhưng mức độ thâm hụt này có xu hướng hội tụ, giảm dần

và đi vào ổn định ở mức 4-6%/năm kể từ sau năm 2010. Như vậy, các số liệu khảo

sát từ năm 1994 đến trước 2010 cho thấy hầu hết các nước khảo sát trong khu vực

châu Á có xu hướng gia tăng chi tiêu công để thúc đẩy kinh tế và phần thâm hụt

ngân sách được tài trợ bằng cách vay nợ. Tuy nhiên, ý thức được vấn đề cân bằng

tài khóa để đạt được mức phát triển bền vững, đặc biệt là vấn đề khủng hoảng nợ

công khổng lồ ở Hy Lạp năm 2010, hầu hết các nước đã bắt đầu cắt giảm chi tiêu

công nhằm thu hẹp mức thâm hụt ngân sách kể từ năm 2010. Điều này cũng phù

39

hợp với các khuyến cáo trong các nghiên cứu trước đó về bội chi ngân sách cho các

nước đang phát triển.

Biểu đồ 4.2 trình bày tỷ lệ lạm phát của 8 nước ở Châu Á được nghiên cứu trong

giai đoạn 1994-2012. Theo đó ta thấy, các quốc gia này có tỷ lệ lạm phát biến động

tương đồng với nhau trong giai đoạn 1994-2012, đa phần có mức lạm phát vừa phải,

nằm trong ngưỡng từ 5% đến 10%. Đáng chú ý có Indonesia, lạm phát tăng mạnh từ

5% năm 1997 đến xấp xỉ 60% năm 1998, sau đó lại giảm mạnh xuống trong 2 năm

tiếp theo, và chỉ còn khoảng 10% năm 2000. Tiếp theo đó, do ảnh hưởng của cuộc

khủng hoảng kinh tế năm 2007 nên lạm phát của các nước trong đó có Việt Nam

tăng vọt trong năm 2008 và biến động mạnh trong các năm sau đó. Tuy nhiên, đến

năm 2012 thì lạm phát ở các nước trên hầu hết đều giảm.

Về tình hình lãi suất của các nước ở khu vực Châu Á trong giai đoạn từ 1994 đến

2012 (Biểu đồ 4.3).

Nhìn vào biểu đồ ta thấy, lãi suất các nước biến động theo các xu thế khác nhau.

Trong khi lãi suất của Indonesia, Philippin, Malaysia, Pakistan có xu hướng giảm

qua các năm, thì lãi suất của Bangladesh có chiều hướng tăng. Còn lãi suất của Việt

Nam và Sri Lanka biến động thất thường, không theo một xu thế tăng hay giảm rõ

40

ràng. Tuy nhiên, khi so với biểu đồ 4.2 về tình hình lạm phát ở trên, ta thấy có một

mối tương quan cùng chiều giữa lãi suất và lạm phát. Cụ thể, năm 1998 lạm phát

của Indonesia tăng đột biến (từ 5% lên khoảng 60%) thì tương ứng trong năm này

lãi suất cũng tăng mạnh (từ 16% lên gần 30%). Tương tự cho năm khủng hoảng

kinh tế (2007), tình hình lạm phát gia tăng ở tất cả quốc gia đã kéo theo mức lãi suất

trung bình trong năm đó cũng tăng lên và tiếp tục biến động ở các năm tiếp theo.

Cuối cùng là biểu đồ 4.4 cho thấy tình hình tỷ giá hối đoái ở các quốc gia khảo

sát từ năm 1994 đến năm 2012.

Nhìn vào đồ thị ta thấy có một xu hướng gia tăng rất rõ nét của tỷ giá hối đoái ở

tất cả các quốc gia theo thời gian trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này tương đối dễ

hiểu vì đa số các nước Châu Á có nền kinh tế dựa trên xuất khẩu. Chính phủ ở các

quốc gia này thường ưu tiên hỗ trợ cho các hoạt động xuất khẩu, và tỷ giá cũng

được xem là một trong các công cụ hữu hiệu trong việc nâng cao khả năng cạnh

tranh với các quốc gia khác về giá. Việc thúc đẩy sự mất giá đồng tiền ở các nước

này (tỷ giá đồng nội tệ/USD tăng lên) sẽ khiến hàng hóa khi xuất khẩu sẽ có giá

thấp hơn so với hàng hóa nước ngoài, từ đó kích thích xuất khẩu, nâng cao hiệu quả

cạnh tranh. Tuy nhiên, nhìn vào biểu đồ 4.4 ta cũng thấy ở các năm có những sự

kiện đặc biệt như 1997 (khủng hoảng ở Châu Á) và 2007 (khủng hoảng kinh tế ở

Mỹ), tỷ giá hối đoái theo đó cũng đã bị ảnh hưởng rất nhiều. Và tỷ giá hối đoái của

41

các nước không những chỉ biến động mạnh trong các năm đó mà còn bị ảnh hưởng

đến vài năm sau, rồi mới đi vào ổn định trở lại.

Bảng 4.1thể hiện thống kê mô tả cho các biến dữ liệu từ năm 1994 đến 2012 của

8 quốc gia ở Châu Á. Trong đó: N = 152 là số quan sát của 8 quốc gia (n = 8) trong

19 năm (T = 19).

Bảng 4.1 Thống kê mô tả các biến trong mô hình

Biến

Trung bình

Độ lệch chuẩn

Giá trị nhỏ nhất

Giá trị lớn nhất

Số quan sát

Overall

N =

2.635609 -10.23

3.02

- 3.686118

152

Between

n =

2.245753

-.7652632

- 7.880526

BUD

8

Within

T =

1.582475

1.802829

- 7.197171

19

Overall

7.504671 6.062844 -1.61

58.47

N = 152

n = 8

Between

2.714708 2.628947 11.30526

INF

T =

Within

5.50154

54.66941

19

- 2.041118

Overall

8.967829 3.889818 1.8

28.29

N = 152

n = 8

Between

2.557475 4.496316 12.88211

INTE

T = 19

Within

3.060994 2.175724 24.37572

Overall

496.1157 266.3638 91.8

994.41

N =

LnEXC

152n =

Between

282.1003 120.8595 961.1126

42

8 T =

Within

29.24922 379.3494 546.6668

19

Overall

80.79592 53.88072 20.31

220.41

N =

152

54.87043

33.86316

191.2053

Between

n = 8

OPEN

Within

T =

15.85139

27.61119

131.1412

19

Tổng kết lại, từ các số liệu phân tích và xử lý về thâm hụt ngân sách, lạm phát,

lãi suất, tỷ giá hối đoái và độ mở thương mại, nghiên cứu có thể rút ra một vài đặc

điểm về kinh tế của các quốc gia Châu Á được chọn như sau:

• Đặc điểm giống nhau:

Ngân sách của các quốc gia trong mô hình nghiên cứu thời gian qua đều bị thâm

hụt. Nguyên nhân là do chính phủ gia tăng chi tiêu để thúc đẩy kinh tế, giải quyết

việc làm, ổn định xh. Tuy nhiên mức độ gia tăng thâm hụt ngân sách trong hai năm

trở lại đây có xu thế ổn định (vì chính phủ ở các quốc gia nhận thức được rằng, việc

gia tăng quá mức thâm hụt ngân sách có thể làm nợ công vượt quá ngưỡng an toàn,

từ đó sẽ gây ra khủng hoảng nợ công).

Tỷ giá hối đoái có xu hướng gia tăng theo thời gian, thể hiện đặc điểm kinh tế

của các nước này khuyến khích xuất khẩu.

• Đặc điểm khác nhau.

Từ những phân tích ở trên cho thấy: thu nhập bình quân đầu người của các quốc

gia này có sự phân hóa thành 3 cấp độ: trung bình thấp, trung bình, trung bình khá.

Chính vì vậy trình độ phát triển kinh tế ở các quốc gia này cũng sẽ có sự khác biệt.

4.2 Kiểm định tính dừng dữ liệu bảng

Số lượng quan sát trong bảng của đề tài (8 quốc gia x 19 quan sát hàng năm) tự

nó không cho phép áp dụng các kiểm định trị riêng nghiệm đơn vị cho chuỗi thời

43

gian. Vì thế, đề tài sử dụng các kiểm định trị riêng nghiệm đơn vị bảng, được xem

là đầy đủ trong trường hợp này. Các kiểm định này không chỉ làm tăng khả năng

của các kiểm định trị riêng nghiệm đơn vị do quãng thời gian quan sát, mà còn tối

thiểu hóa các nguy cơ phá vỡ cấu trúc của dữ liệu.

Trong số các kiểm trị riêng nghiệm đơn vị bảng Levin-Lin-Chu, Harris-Tzaivalis,

Breitung, Im-Perasan-Shin, Fisher type test và Hadri thì chỉ có 2 loại kiểm định Im-

Perasan-Shin và Fisher type test có thể áp dụng được cho bảng dữ liệu không cân

bằng. Theo đó, đề tài áp dụng kiểm định Fisher với thuộc tính Phillips-Perron cho

các biến trong mô hình.

Bảng 4.2 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron không xu thế, độ trễ 2

Biến

Tiêu chuẩn

Value

N

T

p- value

41.7081*** 0.0004

Inverse chi-squared(16) p

-3.5875*** 0.0002

Inverse normal z

8

19

BUD

-3.8196*** 0.0002

Inverse logit t(44) L*

4.5446***

0.0000

Modified inv. chi-squared Pm

66.3915*** 0.0000

Inverse chi-squared(16) p

-5.5542*** 0.0000

8

19

INF

Inverse normal z

Inverse logit t(44) -6.3663*** 0.0000

44

L*

8.9080***

0.0000

Modified inv. chi-squared Pm

12.1357

0.7346

Inverse chi-squared(16) p

0.2300

0.5910

Inverse normal z

8

19

INTE

0.2380

0.5935

Inverse logit t(44) L*

-0.6831

0.7527

Modified inv. chi-squared Pm

12.8575

0.6831

Inverse chi-squared(16) p

0.3771

0.6469

Inverse normal z

8

19

LnEXC

0.4169

0.6606

Inverse logit t(44) L*

-0.5555

0.7107

Modified inv. chi-squared Pm

12.2040

0.7298

Inverse chi-squared(16) p

1.1725

0.8795

Inverse normal z

8

19

OPEN

1.1239

0.8664

Inverse logit t(44) L*

Modified inv. chi-squared -0.6710

0.7489

45

Pm

***: Mức ý nghĩa 1%

Bảng 4.3 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron có xu thế, độ trễ 2

Biến

Tiêu chuẩn

Value

p-value N

T

26.2930* 0.0500

Inverse chi-squared(16) p

-1.2599

0.1039

Inverse normal z

8

19

BUD

-1.5340* 0.0661

Inverse logit t(44) L*

1.8196** 0.0344

Modified inv. chi-squared Pm

0.0000

Inverse chi-squared(16) p

56.2809* **

0.0000

Inverse normal z

- 4.3168***

8

19

INF

0.0000

Inverse logit t(44) L*

- 5.0755***

7.1207*** 0.0000

Modified inv. chi-squared Pm

14.6449

0.5508

Inverse chi-squared(16) p

0.0757

0.5302

8

19

INTE

Inverse normal z

Inverse logit t(44) 0.0752

0.5298

46

L*

-0.2395

0.5947

Modified inv. chi-squared Pm

3.8606

0.9991

Inverse chi-squared(16) p

2.6680

0.9962

Inverse normal z

8

19

LnEXC

2.5791

0.9933

Inverse logit t(44) L*

-2.1460

0.9841

Modified inv. chi-squared Pm

19.5674

0.2403

Inverse chi-squared(16) p

-1.1284

0.1296

Inverse normal z

8

19

OPEN

-1.0921

0.1404

Inverse logit t(44) L*

0.6306

0.2641

Modified inv. chi-squared Pm

***, **, *: Ý nghĩa lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%

Nhìn vào Bảng kết quả kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình, Bảng

4.2, ta nhận thấy ở độ trễ bằng hai và kiểm định không xu thế, biến BUD và biến

INF dừng ở mức ý nghĩa 1% ở cả 4 tiêu chuẩn kiểm định trong khi 3 biến còn lại

không dừng thậm chí ở mức ý nghĩa 10%.

Tương tự ở Bảng 4.3, với độ trễ bằng hai và kiểm định có xu thế, riêng chỉ có

biến INF dừng ở mức ý nghĩa 1% cho tất cả tiêu chuẩn. Biến BUD có tiêu chuẩn

47

dừng ở mức ý nghĩa 5%, 10% và có tiêu chuẩn không dừng, thì tất cả các biến còn

lại đều không dừng.

Điều này có nghĩa là biến BUD và INF có bậc tích hợp bậc 0. Ký hiệu là I(0).

Bảng 4.4: Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron không xu thế, độ trễ 2 (biến sai phân)

Biến

Tiêu chuẩn

value

p-value N

T

115.8229*** 0.0000

Inverse chi-squared(16) p

-8.6551***

0.0000

Inverse normal z

8

18

∆INTE

-11.4046*** 0.0000

Inverse logit t(44) L*

17.6464***

0.0000

Modified inv. chi-squared Pm

60.2209***

0.0000

Inverse chi-squared(16) p

-5.3799***

0.0000

Inverse normal z

8

18

∆LnEXC

-5.8467***

0.0000

Inverse logit t(44) L*

7.8172***

0.0000

Modified inv. chi-squared Pm

162.8002*** 0.0000

Inverse chi-squared(16) p

8

18

∆OPEN

-10.7161*** 0.0000

Inverse normal z

48

-16.0516*** 0.0000

Inverse logit t(44) L*

25.9508***

0.0000

Modified inv. chi-squared Pm

***: Mức ý nghĩa 1%

Bảng 4.5: Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron có xu thế, độ trễ 2 (biến sai phân)

Biến

Tiêu chuẩn

Value

p-value N

T

98.4629***

0.0000

Inverse chi-squared(16) p

-7.3753***

0.0000

Inverse normal z

8

18

∆INTE

-9.6356***

0.0000

Inverse logit t(44) L*

14.5775***

0.0000

Modified inv. chi-squared Pm

58.6364***

0.0000

Inverse chi-squared(16) p

-4.7055***

0.0000

Inverse normal z

8

18

∆LnEXC

-5.4788***

0.0000

Inverse logit t(44) L*

7.5371***

0.0000

Modified inv. chi-squared Pm

140.0639*** 0.0000

8

18

∆OPEN

Inverse chi-squared(16) p

49

-9.6340***

0.0000

Inverse normal z

-13.8034*** 0.0000

Inverse logit t(44) L*

21.9316***

0.0000

Modified inv. chi-squared Pm

***: Mức ý nghĩa 1%

Nhưng ở mức sai phân bậc nhất, cũng bằng kiểm định tính dừng fisher với thuộc

tính Phillips-Perron, độ trễ bằng hai, ở điều kiện có xu thế hay không xu thế, ba

biến INTE, LnEXC và OPEN đều dừng ở mức ý nghĩa 1% cho cả 4 tiêu chuẩn

(Bảng 4.4 và 4.5). Mặc dù không dừng ở mức ý nghĩa nhưng cả ba biến này đều

dừng ở mức sai phân và cho ta kết quả là chúng có bậc tích hợp bậc nhất. Ký hiệu là

I(1).

Qua kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình bằng kiểm định fisher,

thuộc tính Phillips-Perron, có xu thế lẫn không xu thế cho dữ liệu bảng không cân

bằng, ta có thể có được các biến với các đặc tính như sau: BUD, INF dừng ở mức ý

nghĩa, bậc tích hợp là I(0); INTE, LnEXC, OPEN dừng ở mức sai phân, bậc tích

hợp là I(1).

Trong mô hình, một số biến có bậc tích hợp I(0), một số biến có bậc tích hợp

I(1), cho ta một nhận định rằng trong mô hình khảo sát, các biến có đặc tính đồng

liên kết (co-integration).Nghĩa là giữa các biến có một sự kết hợp tuyến tính sao cho

đại lượng đặc trưng cho sự kết hợp tuyến tính của các biến là phần dư sẽ có đặc tính

dừng ở mức ý nghĩa, bậc tích hợp là I(0). Tuy nhiên, để khẳng định chắc chắn hơn

về đặc tính đồng liên kết giữa các biến để chọn mô hình hồi quy thích hợp, thì phải

kiểm định thêm tính đồng liên kết bảng với biến phụ thuộc là INF.

4.3 Kiểm định tính đồng liên kết bảng Westerlund

50

Bảng 4.6: Kết quả kiểm định tính đồng liên kết bảng Westerlund với

biến phụ thuộc INF

Biến độc lập

Statistic

Value

z-value

p-value

-3.998

-5.782

0.000***

Gt

-19.033

-3.034

0.001***

Gα

BUD

-9.277

-3.845

0.000***

Pt

-15.765

-3.225

0.001***

Pα

-3.219

-3.038

0.001***

Gt

-16.350

-1.893

0.029**

Gα

INTE

-9.053

-3.584

0.000***

Pt

-16.993

-3.807

0.000***

Pα

-4.179

-6.421

0.000***

Gt

-15.910

-1.706

0.044**

Gα

LnEXC

-12.421

-7.507

0.000***

Pt

-15.809

-3.246

0.001***

Pα

-3.202

-2.978

0.002***

Gt

-13.738

-0.782

0.217

Gα

OPEN

-10.378

-5.127

0.000***

Pt

-15.725

-3.207

0.001***

Pα

***, **: có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và 5%.

51

Nhìn vào bảng 4.6 ta thấy, BUD, INTE và LnEXC đều đạt ý nghĩa thống kê ở cả

4 giá trị kiểm định. Do đó theo Westerlund (2007), 3 cặp sau có tính đồng liên kết:

INF – BUD; INF – INTE và INF – LnEX, và mô hình thích hợp nhất cho việc hồi

quy các biến là mô hình hiệu chỉnh sai số ECM.

4.4 Mô hình hiệu chỉnh sai số (Error Correction Mechanism - ECM)

Đặc tính tích hợp bậc I(0) của một số biến này và tích hợp bậc I(1) của một số

biến khác trong mô hìnhcho ta biết rằng các biến có tính đồng liên kết (co-

integration), tuy nhiên để khẳng định chắc chắn thì chúng ta phải xem xét phần dư

(sự kết hợp tuyến tính của tất cả các biến trong mô hình) trong phương trình hồi qui

giữa các biến trong dài hạn có dừng ở bậc tích hợp bậc không I(0) hay không.

4.4.1 Phương trình hồi qui giữa các biến trong dài hạn

Bảng 4.7 Kết quả hồi qui mô hình cân bằng trong dài hạn (Panel ECM model) với biến phụ thuộc là INF.

P > |t|

F-test

R2

Biến độc lập

Hệ số ước lượng

BUD

.4200391*

0.060

F(4,140) = 34.67

within = 0.4977

INTE

1.277982***

0.000

=

between 0.4974

Prob > F = 0.0000

LnEXC

.0626898***

0.000

=

OPEN

.0108015

0.644

overall 0.1741

_cons

-34.38186***

0.000

***, **, *: Ý nghĩa lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%

Kết quả hồi qui mô hình cân bằng của các biến trong dài hạn trong Bảng 4.7 cho

ta những nhận định sau:

52

- Tác động đồng thời của 4 biến BUD, INTE, LnEXC và OPEN lên biến INF là có

ý nghĩa về mặt thống kê thông qua kiểm định F (kiểm định Wald) ở mức ý nghĩa

1%.

- Xét ở gốc độ riêng phần thì tác động của BUD, INTE và LnEXC lên INF là có ý

nghĩa thống kê lần lượt ở mức 10%, 1% và 1%. Cụ thể:

Hệ số ước lượng của BUD bằng 0.4200391 có ý nghĩa: thâm hụt ngân sách có

tác động dương với lạm phát, nghĩa là 1% thay đổi trong thâm hụt ngân sách sẽ kéo

theo 0.42% thay đổi trong lạm phát. Điều này là phù hợp với quan điểm về mặt lý

thuyết của các nhà kinh tế học về mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát.

Tuy nhiên, với mức ý nghĩa là 10% thì mối quan hệ này ở các nước được khảo sát,

trong thực tế là không mạnh mẽ và chưa có ý nghĩa về mặt thống kê cao.

Hệ số ước lượng của INTE bằng 1.277982, điều này cho thấy lãi suất có mối

quan hệ cùng chiều với lạm phát, tức 1% thay đổi trong lãi suất sẽ dẫn đến 1.27%

thay đổi của lạm phát. Kết quả này hơi khác biệt so với những lập luận về mặt lý

thuyết: Khi lãi suất tăng sẽ dẫn đến kích thích người dân tiết kiệm, gửi tiền vào

ngân hàng, dẫn đến cầu tiền giảm, lạm phát giảm. Tuy nhiên, lập luận trên chỉ đúng

trong trường hợp nền kinh tế đã có lạm phát cao, lúc này việc gia tăng lãi suất của

NHTW sẽ giúp kiềm chế lạm phát. Còn nếu xét trong trường hợp nền kinh tế chưa

toàn dụng và lạm phát ở mức vừa phải, thì việc lãi suất thay đổi; ví dụ là lãi suất

tăng, kéo theo đó các nhà đầu tư, doanh nghiệp sẽ khó tiếp cận nguồn vốn vay và

phải thu hẹp sản xuất, dẫn đến cung giảm, hàng hóa trở nên khan hiếm trên thị

trường, từ đó đẩy giá cả lên cao, hệ quả sau đó là lạm phát cũng tăng cao. Ngược

lại, nếu lãi suất giảm, các nhà đầu tư, các doanh nghiệp tiếp cận vốn vay dễ, đẩy

mạnh sản xuất, mở rộng đầu tư, dẫn đến cung tăng, sản lượng hàng hóa cao hơn so

với nhu cầu thị trường, dẫn đến giá cả sụt giảm, gây nên hiện tượng giảm phát.

Hệ số ước lượng của LnEXC bằng 0.0626898 với mức ý nghĩa 1% thể hiện một

mối tương quan dương mạnh mẽ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát ở các nước được

nghiên cứu trong khu vực Châu Á. Cụ thể: khi tỷ giá hối đoái tăng (tức đồng nội tệ

53

mất giá so với USD) 1% thì theo đó lạm phát cũng tăng 0.062%. Mặc dù sự thay đổi

của tỷ giá hối đoái khi lạm phát thay đổi là rất nhỏ, nhưng kết quả này là tương

đồng về mặt lý thuyết, giống như lập luận của lý thuyết ngang giá sức mua

(Purchasing Power Parity).

- Hệ số cắt (đại lượng khởi đầu của mỗi quốc gia trong bảng dữ liệu) cũng có ý

nghĩa thống kê ở mức 1%.

- Mức độ giải thích cho sự thay đổi của biến lạm phát thông qua các biến giải

thích thâm hụt ngân sách, lãi suất và tỷ giá hối đoái là tương đối phù hợp thể hiện qua các giá trị R2 ở từng quốc gia (R2 within = 0.4977).

Từ phương trình hồi qui cân bằng của các biến trong dài hạn, ta tính được phần

dư Resid, phần kết hợp tuyến tính của tất cả các biến. Giá trị thống kê mô tả của

biến phần dư Resid như sau:

Bảng 4.8 Thống kê mô tả phần dư Resid

Giá trị

Độ lệch

Giá trị

Số quan

Biến

Trung bình

nhỏ

chuẩn

lớn nhất

sát

nhất

Resid overall

-5.84e-

17.93117 -

27.78897

08

34.70817

N = 152

between

18.64885 -

22.94112

n = 8

30.72167

T = 19

within

3.899292 -

25.16445

7.259443

Từ Bảng 4.8, ta nhận thấy phần dư có giá trị trung bình gần bằng zero, điều này

cho thấy các giá trị của phần dư xoay quanh một giá trị cố định bằng zero. Áp dụng

54

kiểm định fisher thuộc tính Phillip-Perron, độ trễ bằng 2 có xu thế lẫn không xu thế

cho biến phần dư, ta nhận được kết quả lần lượt trong Bảng 4.9 và Bảng 4.10.

Bảng 4.9 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron không xu thế, độ trễ

2 cho biến phần dư

p-

Biến

Tiêu chuẩn

Value

N

T

value

Resid

Inverse chi-squared(16)

63.6740*** 0.0000

p

Inverse normal

-4.6282*** 0.0000

z

8

19

Inverse logit t(44)

-5.7512*** 0.0000

L*

Modified inv. chi-squared

8.4276***

0.0000

Pm

***: Mức ý nghĩa 1%

Bảng 4.10 Kiểm định fisher thuộc tính Phillips-Perron có xu thế, độ trễ 2

cho biến phần dư

p-

N

T

Biến

Tiêu chuẩn

Value

value

Resid

Inverse chi-squared(16)

65.6574*** 0.0000

p

8

19

Inverse normal -5.1077*** 0.0000

55

z

Inverse logit t(44)

-6.1065*** 0.0000

L*

Modified inv. chi-squared

8.7783***

0.0000

Pm

***: Mức ý nghĩa 1%

Từ Bảng 4.9 và 4.10 cho việc kiểm định tính dừng của biến phần dư trong hai

trường hợp không xu thế và có xu thế, ta thấy được là ở cả 4 tiêu chuẩn khảo sát,

phần dư Resid đều dừng ở mức ý nghĩa là 1%. Điều này có nghĩa là Resid có bậc

tích hợp là I(0). Ta có thể kết luận rằng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM được áp

dụng cho phân tích dữ liệu bảng không cân bằng đang khảo sát là thích hợp.

Bước tiếp theo trong mô hình phân tích ECM là xem xét phương trình hồi qui

của các biến trong ngắn hạn như thế nào và tính toán tốc độ hiệu chỉnh.

4.4.2 Phương trình hồi qui của các biến trong ngắn hạn

Bước cuối cùng trong mô hình hiệu chỉnh sai số ECM là việc xác định hệ số điều

chỉnh của mô hình. Hệ số điều chỉnh là tốc độ hiệu chỉnh kết hợp của các biến trong

ngắn hạn sao cho tác động của các biến trong dài hạn cân bằng. Do đó, đề tài thực

hiện hồi qui dữ liệu bảng không cân bằng với tác động cố định cho tất cả các biến

sai phân và độ trễ bậc 0 của biến phần dư, ta có phương trình tác động của các biến

trong ngắn hạn. Kết quả hồi qui được trình bày trong Bảng 4.11.

Bảng 4.11: Kết quả hồi qui mô hình tác động trong ngắn hạn (Panel

ECM model) với biến phụ thuộc là DINF

Biến độc

Hệ số ước

P > |t|

F-test

R2

lập

lượng

56

DBUD

.7550733***

0.002

F (5, 131) =

within =

81.83

0.7575

DINTE

1.462425***

0.000

Prob > F =

between =

DLnEXC

.1767079***

0.000

0.0000

0.0128

DOPEN

.0592508

0.186

overall =

Lresid

-.675236***

0.000

0.1565

Hệ số cắt

-.5122722

0.129

Tốc độ hiệu chỉnh β = 0.675 = 67.5% /năm

***: Mức ý nghĩa 1%

Bảng 4.11 cho ta các kết quả như sau:

- Tác động đồng thời của 4 biến giải thích DBUD, DINTE, DLnEXC, LResid lên

biến phụ thuộc DINF là có ý nghĩa ở mức 1% thể hiện qua giá trị thống kê F (kiểm

định Wald) và p-value = 0.000 của nó.

- Tác động riêng phần của ba biến DBUD, DINTE và DLnEXC lên biến DINF là

mạnh mẽ và có ý nghĩa thống kê đều ở mức 1%.

- Hệ số điều chỉnh (hệ số hồi qui của biến LResid) cũng có ý nghĩa thống kê ở

mức 1%. Theo đó, tốc độ hiệu chỉnh của mô hình là β = 0.675 = 67.5%/ năm. Với

giá trị này, thời gian cần thiết để mô hình đạt cân bằng trong dài hạn là η = 100/67.5

= 1.48 năm ̴ 1.5 năm.

Tóm lại, mô hình hiệu chỉnh sai số ECM được áp dụng cho mô hình của đề tài

cho các kết quả như sau:

- Tất cả các biến giải thích trong mô hình BUD, INTE và LnEXC đều có tác động

dương lên lạm phát INF, trong đó các hệ số hồi qui của cả ba biến đều có ý nghĩa

thống kê ở mức 1%.

57

- Mức độ giải thích của các biến thâm hụt ngân sách, lãi suất, tỷ giá hối đoái cho lạm phát là tương đối phù hợp (R2 within = 0.4977).

η = 100/67.5 = 1.48 năm ̴ 1.5 năm.

- Tốc độ và thời gian hiệu chỉnh của mô hình lần lượt là β = 0.675 = 67.5%/ năm và

4.5 Kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger giữa lạm phát và thâm

hụt ngân sách

Để xem xét tác động qua lại giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát, đề tài thực

hiện kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger hai chiều giữa hai biến BUD và INF

bằng mô hình ít ràng buộc có phân tích độ mạnh. Mô hình ít ràng buộc là mô hình

sử dụng độ trễ của biến phụ thuộc làm biến độc lập. Vì mô hình đi kiểm định mối

quan hệ nhân quả Granger hai chiều giữa BUD và INF nên ban đầu biến phụ thuộc

sẽ là BUD, biến giải thích là INF, và sau đó là ngược lại.

Bảng 4.12 Kết quả hồi qui cho kiểm định nhân quả Granger giữa BUD

và INF

Biến phụ

Biến giải

F-tests

R2

thuộc

thích

BUD

INF

F(5, 7) =

within = 0.3699

16.29

between = 0.9762

Prob > F =

overall = 0.7370

0.0010

within =

INF

BUD

F(5, 7) =

0.0698

30.02

Prob > F =

between =

0.0001

0.0084

58

overall =

0.0449

Kết quả hồi qui cho mô hình ít ràng buộc có phân tích độ mạnh vce(robust) bằng

sự hiệu chỉnh ở phương sai sai số đồng nhất cho thấy các giá trị của kiểm định F

(kiểm định Wald) là khá lớn và mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Theo đó,

lạm phát có tác động lên thâm hụt ngân sách và theo chiều ngược lại thâm hụt ngân

sách cũng có tác động lên lạm phát. Điều này khẳng định rằng giữa thâm hụt ngân

sách và lạm phát ở các quốc gia Châu Á được chọn khảo sát có mối quan hệ dương,

hai chiều.

Kết quả này tương đồng với một số nghiên cứu của các nhà kinh tế đã đề cập đến

trong chương 2. Và điều này có thể được giải thích cụ thể như sau:

Ở chiều đầu tiên: Thâm hụt ngân sách là có gây ra lạm phát. Khi thâm hụt ngân

sách tăng cao (do chi tiêu của chính phủ nhiều hơn so với thu ngân sách), điều này

có nghĩa là mức cầu gia tăng trong nền kinh tế đến từ nhân tố chính phủ. Khi lượng

cầu gia tăng sẽ dẫn kéo theo lạm phát tăng (lạm phát do cầu kéo). Ở chiều ngược

lại, khi có lạm phát cao, chính phủ phải chi tiêu nhiều hơn để thực hiện các mục tiêu

kinh tế so với khi chưa có lạm phát trong khi nguồn thu chưa gia tăng tương ứng.

Ngoài ra khi có lạm phát, lãi suất gia tăng theo khiến chi phí vay nợ của chính phủ

tăng theo. Chính những yếu tố này khiến cho thâm hụt ngân sách của chính phủ

càng gia tăng khi nền kinh tế có lạm phát cao.

4.6 Tổng hợp kết quả và hàm ý về mặt chính sách công

Như vậy, thông qua kết quả phân tích mô hình hiệu chỉnh sai số ECM và mô hình

kiểm định tính nhân quả Granger, đề tài rút ra được những điểm chính như sau:

Ở các nước châu Á, mức độ lạm phát là khá cao so với ở các nước phát triển. Các

nghiên cứu thực nghiệm đã trình bày trong chương 2 cho thấy tỷ lệ lạm phát cao đã

59

gây ảnh hưởng xấu lên nền kinh tế. Kết quả thực nghiệm của đề tài cho thấy trong

dài hạn thâm hụt ngân sách, lãi suất, tỷ giá hối đoái đều có tác động dương với mức

ý nghĩa cao lên lạm phát.

- Tuy nhiên, 1% thay đổi của tỷ giá hối đoái chỉ đóng góp 0.062% thay đổi của

lạm phát. Kết quả này cho thấy, với mục tiêu khuyến khích xuất khẩu của chính phủ

thì việc hạ giá đồng nội tệ sẽ không tác động nhiều đến lạm phát, không gây ảnh

hưởng nặng nề cho nền kinh tế.

- Trong khi đó, sự gia tăng trong thâm hụt ngân sách và lãi suất là hai yếu tố

đóng góp khá lớn vào sự gia tăng của lạm phát (lần lượt ở mức 0.42% và 1.27%).

Như vậy rõ ràng việc gia tăng chi tiêu của chính phủ đưa đến mức thâm hụt ngân

sách cao có tác động xấu lên lạm phát. Ngoài ra, việc gia tăng chi tiêu của chính

phủ còn gây ra hiệu ứng chèn lấn đẩy lãi suất lên cao, và kết quả là càng khiến lạm

phát càng tăng cao.

Trong mô hình kiểm định tính nhân quả Granger giữa hai biến thâm hụt ngân

sách và lạm phát, kết quả cho thấy mối quan hệ giữa THNS và lạm phát là quan hệ

2 chiều và có tác động dương ở mức ý nghĩa 1%. Như vậy, thâm hụt ngân sách ở

các quốc gia này là có gây ra lạm phát, và ngược lại lạm phát cũng gây ra thâm hụt

ngân sách. Việc hạn chế sự gia tăng của thâm hụt ngân sách ngoài mục đích đảm

bảo sự bền vững của nợ công còn để kiềm chế được sự gia tăng không tốt của lạm

phát.

Ý nghĩa về mặt chính sách công liên quan đến thâm hụt ngân sách và lạm phát

ở các nước trong khu vực Châu Á

Kết quả phân tích và xử lý số liệu cho thấy ý nghĩa về mặt chính sách công cho 8

nước ở Châu Á, đặc biệt là Việt Nam là rất rõ ràng thông qua mô hình hiệu chỉnh

sai số ECM và kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger. Sự gia tăng thâm hụt ngân

sách sẽ gây ra lạm phát và ngược lại lạm phát gia tăng cũng kéo theo ngân sách

chính phủ ngày càng thâm hụt. Bên cạnh đó, lãi suất và tỷ giá hối đoái tăng cũng

60

khiến cho lạm phát ở các quốc gia này tăng cao. Tuy nhiên, trong tất cả các chỉ tiêu

kinh tế nói trên, thì thâm hụt ngân sách và lãi suất là hai nhân tố tác động mạnh nhất

lên sự thay đổi của lạm phát.

Như vậy, để hạn chế sự gia tăng của lạm phát thì chính phủ trong quyền hạn của

mình trước mắt cần giảm bớt mức thâm hụt trong ngân sách. Điều này có nghĩa là

phải tăng cường kiểm soát bội chi ngân sách. Liên quan đến vấn đề bội chi, một số

giải pháp về mặt chính sách quản lý của Nhà nước được đề nghị như sau:

Thứ nhất, phương pháp tính, hạch toán ngân sách phải được thực hiện công khai,

minh bạch theo chuẩn mực quốc tế. Những nguyên tắc chủ đạo nhằm giúp các quốc

gia thực hiện những chính sách cải thiện tính minh bạch trong quản lý tài khóa của

mình được tóm tắt đầy đủ trong Cẩm nang Minh bạch Tài khóa (IMF, 2007).

Riêng ở Việt Nam, hiện nay có nhiều khoản chi ngân sách từ nguồn trái phiếu

Chính phủ tài trợ cho lĩnh vực y tế, giáo dục, các khoản cho vay, cho vay lại của

Chính phủ… để ngoại bảng cân đối ngân sách, không tính đầy đủ vào thâm hụt

ngân sách và nợ công như thông lệ quốc tế. Nhiều khoản chi vào những dự án lớn

dài hạn được phân bổ dần vào quyết toán ngân sách trong nhiều năm thay vì tính cả

vào năm trái phiếu được phát hành để vay nợ... Ngoài ra, sự không thống nhất trong

cách hạch toán ngân sách khiến cho các con số thống kê không phản ảnh chính xác

thực trạng nợ công của Việt Nam, gây nhiễu loạn thông tin cho các chủ thể nền kinh

tế, và gây trở ngại cho việc so sánh, đánh giá, quản lý rủi ro nợ công giữa Việt Nam

với các quốc gia khác. Do vậy, Việt Nam phải có phương pháp tính đúng, đầy đủ

ngân sách theo chuẩn quốc tế nhằm phản ánh chính xác tình trạng tài khóa, làm cơ

sở cho sử dụng chính sách kinh tế vĩ mô hợp lý nhằm giảm bội chi và kiểm soát lạm

phát.

Thứ hai, Mặc dù có tỉ lệ thu NSNN ở mức cao trong khu vực nhưng Việt Nam

vẫn thường xuyên phải chịu thâm hụt, điều này là do mức chi tiêu công quá cao mà

phần lớn lại được chi cho các khoản chi thường xuyên mà không phải là chi cho đầu

tư phát triển. Chính vì vậy nên cắt giảm các khoản chi tiêu công chưa thật cần thiết

61

và kém hiệu quả bằng cách đề ra các tiêu chí, tiêu chuẩn để cắt bỏ, đình hoãn những

công trình đầu tư kém hiệu quả hoặc chưa khởi công. Tuy nhiên, cần phải có cách

đánh giá toàn diện hiệu quả chi tiêu công theo các lĩnh vực khác nhau, không nên

cắt giảm đồng loạt các chi tiêu theo một tỷ lệ cố định nào đó, thực hiện rà soát, đánh

giá chuyển vốn từ các công trình chưa khởi công, khởi công chậm, thủ tục chưa

hoàn thành sang các công trình cấp bách, hiệu quả kinh tế cao hoặc hướng tới các

lĩnh vực mà khu vực tư nhân có thể tham gia cùng. Ngoài ra, các khoản chi tiêu

thường xuyên cũng cần được tra soát lại tất cả các khâu hoạt động để tổ chức lại bộ

máy cho hợp lý hơn, cắt giảm các khoản chi chưa thật cần thiết.

Thứ ba, kiểm soát các khoản đầu tư công của doanh nghiệp Nhà nước (DNNN)

bằng cách thành lập một Hội đồng thẩm định đầu tư của DNNN độc lập, nhiệm vụ

của Hội đồng sẽ đánh giá, thẩm định toàn diện khách quan các dự án đầu tư của

DNNN. Các kết luận của Hội đồng sau đó sẽ được công bố rộng rãi. Đồng thời, Hội

đồng cũng đánh giá hiệu quả của DNNN theo các tiêu chí về lợi nhuận, công nghệ,

tạo công ăn việc làm, đóng góp vào ngân sách... dựa trên nguyên tắc công khai,

minh bạch các thông tin về hoạt động kinh doanh. Bên cạnh đó, Chính phủ cần tiếp

tục cổ phần hóa, tái cấu trúc các DNNN hoạt động trong lĩnh vực kinh doanh, và tạo

môi trường cạnh tranh lành mạnh hơn cho các doanh nghiệp tư nhân trên thị truờng.

Thứ tư, cải thiện nguồn thu ngân sách một cách bền vững hiệu quả. Hiện nay,

theo lộ trình cam kết WTO Việt Nam phải cắt giảm thuế nhập khẩu với các nước

trong khu vực và trên thế giới nên nguồn thu ngân sách tập trung chủ yếu vào thuế

trong nước. Tuy nhiên, nếu tăng thuế để gia tăng nguồn thu sẽ không khuyến khích

doanh nghiệp sản xuất kinh doanh (nếu tăng thuế thu nhập doanh nghiệp) và không

khuyến khích tiêu dùng của cá nhân hộ gia đình (nếu tăng thuế thu nhập cá nhân),

làm giảm tổng cầu và tăng trưởng kinh tế. Hơn nữa, gánh nặng thuế cao sẽ khiến hệ

thống thuế hoạt động kém hiệu quả, dẫn đến tình trạng trốn thuế, phân bổ nguồn lực

bị bóp méo.

62

Vì vậy, để gia tăng nguồn thu cần việc thực hiện khâu cải cách hệ thống thuế, đặc

biệt thuế thu nhập cá nhân. Thực hiện đánh thuế vào một số nguồn thu nhập từ đầu

tư như thuế thu nhập bất động sản, thuế thu nhập vàng, thuế thu nhập chứng

khoán... Đây là những nguồn thu nhập lớn, sẽ góp phần tăng nguồn thu cho NSNN.

Ngoài ra, muốn nguồn thu ngân sách tăng lên cần thực hiện triệt để nguồn thu,

chống tình trạng trốn lậu thuế, tăng cường công tác kiểm tra nhằm chống và ngăn

chặn hiện tượng khai báo thuế sai sự thật của các doanh nghiệp, cá nhân

KẾT LUẬN

Đề tài nghiên cứu phát hiện về mặt thực nghiệm mối quan hệ nhân quả Granger

hai chiều giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát bằng cách áp dụng phương pháp

phân tích dữ liệu bảng cho 8 quốc gia ở khu vực Châu Á, trong đó có Việt Nam,

trong giai đoạn từ năm 1994 đến 2012.

63

Đề tài khẳng định sự hiện diện của mối quan hệ nhân quả Granger Thâm hụt

ngân sách, biến đại diện là BUD được do lường bằng tỷ số thâm hụt/GDP và Lạm

phát, biến đại diện là INF được đo lường bằng phần trăm thay đổi trong chỉ số giá

tiêu dùng (CPI) hàng năm. Theo đó, mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm

phát là dương, tức là quan hệ cùng chiều và ngược lại giữa lạm phát và thâm hụt

ngân sách cũng là mối quan hệ quan hệ dương. Mối quan hệ nhân quả hai chiều này

có ý nghĩa thống kê mạnh mẽ ở mức 1%.

Mặc dù đề tài chủ đích hướng tới các quốc gia có các đặc điểm kinh tế tương

đồng để lấy mẫu nghiên cứu, với mục đích đưa ra được cái nhìn tổng thể về mối

quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát. Từ đó, suy riêng ra cho trường hợp

của Việt Nam, và đưa ra một số gợi ý về chính sách công. Tuy nhiên, với kỹ thuật

phân tích dữ liệu bảng, phát hiện cho thấy có sự không đồng nhất ở hầu hết 8 quốc

gia được khảo sát. Các quốc gia không chỉ đối diện với các điều kiện ban đầu khác

nhau mà còn là hoàn cảnh kinh tế - xã hội, văn hóa và mức sống khác nhau, các tác

động do các mối quan hệ hai chiều giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát cũng khác

nhau về mức độ và cách thức ở từng quốc gia. Do đó, việc nghiên cứu và khảo sát

này ở từng quốc gia nói chung và Việt Nam nói riêng là cần thực hiện tiếp tục trong

tương lai khi số liệu cho thời gian khảo sát nhiều hơn và kỹ thực ước lượng tốt hơn.

Liên quan đến các chính sách giảm thâm hụt ngân sách để kiềm chế lạm phát

tăng cao, hàm ý chính sách công cho 8 nước nghiên cứu ở Châu Á, đặc biệt là Việt

Nam là rất rõ ràng. Việc gia tăng chi tiêu của chính phủ có tác dụng kích thích sự

tăng trưởng kinh tế nhưng hậu quả của nó là thâm hụt ngân sách ngày càng gia tăng.

Để bù đắp cho sự gia tăng thâm hụt ngân sách thì chính phủ chỉ còn cách vay nợ và

kết quả phân tích chỉ ra rằng việc vay nợ nhiều sẽ ảnh hưởng xấu lên tăng trưởng

kinh tế và gây ra lạm phát.

Như vậy, việc vay nợ của chính phủ các nước cần phải được xem xét kỹ càng và

thận trọng. Bên cạnh đó để hạn chế tình trạng vay nợ, các quốc gia cần giảm thâm

hụt ngân sách bằng cách kiểm soát thu chi ngân sách chặt chẽ. Liên quan đến thu

64

chi ngân sách, một số giải pháp về mặt chính sách quản lý của Nhà nước được đề

nghị như sau:

- Thứ nhất, cần nhanh chóng chuẩn hóa hệ thống hạch toán ngân sách theo thông

lệ quốc tế nhằm cải thiện tính minh bạch trong quản lý tài khóa.

- Thứ hai, cắt giảm các khoản chi tiêu công chưa thật cần thiết và kém hiệu quả

bằng cách đề các tiêu chí, tiêu chuẩn để cắt bỏ, đình hoãn những công trình đầu tư

kém hiệu quả hoặc chưa khởi công. Tuy nhiên, cần phải có cách đánh giá toàn diện

hiệu quả chi tiêu công theo các lĩnh vực khác nhau, không nên cắt giảm đồng loạt

các chi tiêu theo một tỷ lệ cố định nào đó.

- Thứ ba, kiểm soát các khoản đầu tư công của doanh nghiệp nhà nước chặt chẽ.

Đồng thời, chính phủ cần tiếp tục cổ phần hóa, tái cấu trúc các DNNN hoạt động

trong lĩnh vực kinh doanh, và tạo môi trường cạnh tranh lành mạnh hơn cho các

doanh nghiệp tư nhân trên thị trường.

- Thứ tư, cải thiện nguồn thu sách sách một cách bền vững hiệu quả. Tuy

nhiên, hạn chế tăng thuế để gia tăng nguồn thu vì sẽ không khuyến khích doanh

nghiệp sản xuất kinh doanh và không khuyến khích tiêu dùng của cá nhân hộ gia

đình, làm giảm tổng cầu và tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, cải cách hệ thống

thuế, đặc biệt thuế thu nhập cá nhân. Chống tình trạng trốn thuế, tăng cường công

tác kiểm tra nhằm chống và ngăn chặn hiện tượng khai báo thuế sai sự thật của các

doanh nghiệp, cá nhân.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

Tiếng Việt

65

1. Bạch Thị Phương Thảo, 2011, Truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá tại

Việt Nam giai đoạn 2001-2011.Luận văn thạc sĩ kinh tế, Trường Đại Học Kinh tế

TP.HCM

2. Các phương pháp nghiên cứu. Chương trình giảng dạy kinh tế Fullbright.

Phạm Thế Anh, 2009, Mô hình ước lượng các nhân tố quyết định lạm phát ở 3.

Việt Nam, Viện Kinh tế Việt Nam.

Phạm Thị Thu Trang, 2009, Các yếu tố tác động tới lạm phát tại Việt Nam – 4.

Phân tích chuỗi thời gian phi tuyến, Tạp chí Kinh tế và Dự báo số 12 (452).

5. Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành, 2010, Các nhân tố vĩ mô quyết

định lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 2000-2010: Các bằng chứng và thảo luận.,

VEPR Working Paper WP-09.

6. Nguyễn Trọng Hoài và Nguyễn Hoài Bảo, 2009, Lạm phát ở Việt Nam – Lý

thuyết và kiểm chứng thực nghiệm mô hình P-star, NXB Thống kê.

Tiếng Anh

1. ADB (2013), The Key Indicators for Asia and the Pacific 2012, Asian

Development Bank.

2. Ahking, F.W., Miller, S.M., 1985, The relationship between government

deficits, money growth and inflation. Journal of Macroeconomics 7 (4), 447 – 467.

3. Barnhart, S.W., Darrat, A .F., 1988, Budget deficits, money growth and

causality: further OECD evidence. Journal of International Money and Finance 7

(2), 231 – 242.

4. Bodart V., 1996, Multiple Exchange Rate, Fiscal Deficits and Inflation

Dynamics. IMF Working Paper 99/157 (November).

5. Carneiro, F.G., Divino, J.A.C.A. and Rocha, C.H., 2002, Revisiting the Fisher

hypothesis for the cases Argentina, Brazil and Mexico. Applied Economics Letters.

9, 95-98.

6. Catão, L.A .V., Terrones, M.E., 2005, Fiscal deficits and inflation. Journal of

Monetary Economics 52 (3), 529 – 554.

66

7. Cooray A., 2002/03, Testing the Fisher Effect for Sri Lanka with a Forecast

Rate of Inflation as Proxy for Inflationary Expectations. Indian Economic Journal,

50(1), 27-37.

8. Cottarelli, C., Griffiths, M.E.L., Moghadam, R., 1998, The Nonmonetary

Determinants of Inflation: A Panel Data Study. IMF Working Paper, No. 98/23.

9. Crowder, W.J., Hoffman, D.L., 1996, The long-run relationship between

nominal interest rates and inflation: the Fisher equation revisited. J. Money Credit

Bank. 28, 102–118.

10. Domaç, I., Yücel, E.M., 2005, What triggers inflation in emerging market

economies. Review of World Economics 141 (1), 141 – 164.

11. Darrat, A .F., 1985, In flation and federal budget deficits: some empirical

results. Public Finance Review 13 (2), 206 – 215.

12. De Haan, J., Zelhorst, D., 1990, The impact of government deficits on money

growth in developing countries. Journal of Inter-national Money and Finance 9

(4), 455 – 469.

13. Fahmy, Yasser A. F. & Kandil, Magda, 2003, The Fisher effect: new evidence

and implications. International Review of Economics & Finance, Elsevier, vol.

12(4), 451-465.

14. Fisher, R. A., 1932, Statistical Methods for Research Workers. Oliver and

Boyd, Edinburgh, 4th Edition.

15. Fischer, S., Sahay, R., Végh, C.A. , 2002, Modern hyper- and high inflations.

Journal of Economic Literature 40 (3), 837 – 880.

16. Giannaros, D.S., Kolluri, B.R., 1986, Deficit spending, money, and inflation:

some international empirical evidence. Journal of Macroeconomics 7 (3), 401 –

417.

67

17. Goujon, Michael, 2006, Fighting inflation in a dollarized economy: The case

of Vietnam. Journal of Comparative Economics, Elsevier, vol. 34(3), 564-581,

September.

18. Granger, C. W. J. and Newbold, P. (1974), Spurious regressions in

econometrics. Journal of Econometrics 2 (2): 111–120.

19. Hamburger, M.J., Zwick, B., 1981, Deficits, money and inflation.Journal of

Monetary Economics 7 (1), 141 – 150.

20. IMF, 2003, IMF Country ReportNo. 03/382, International Monetary Fund.

21. John Beirne, 2009, Vulnerability of inflation in the new EU Member States to

country-specific and global factors. Economics Bulletin, AccessEcon, vol. 29(2),

1420-1431.

22. Junttila, Juha, 2001, Testing an Augmented Fisher Hypothesis for a Small

Open Economy: The Case of Finland. Journal of Macroeconomics, Elsevier, vol.

23(4), pages 577-599, October.

23. Karras, G., 1994, Macroeconomics effects of budget deficit: further

international evidence. Journal of International Money and Finance 13 (2), 190 –

210 .

24. King, R.G., Plosser, C.I., 1985, Money, deficits, and inflation, Carnegie-

Rochester Conference Series on Public Policy 22 (1 ), 147 – 196 .

25. Komulainen, T., Pirttilä, J., 2002, Fiscal explanations for in flation: any

evidence from transition economies. Economics of Planning 35 (3), 293 – 316.

26. Kwon, G., McFarlane, L., Robinson, W., 2009, Public debt, money supply,

and inflation: a cross-country study. IMF Staff Papers 56 (3), 476 – 515 .

27. Levi, M. D. and Makin, J. H. (1979), Fisher, Phillips, Friedman and the

Measured Impact of Inflation on Interest. Journal of Finance 34, 35–52

68

28. Loungani, P., Swagel, P., 2003, Sources of inflation in developing countries.

In: Razin, A., Helpman, E., Sadka, E. (Eds.), Economic Policy in the International

Economy: Essays in Honor of Assaf Razin, Cambridge University Press,

Cambridge, pp. 207 – 232.

29. Metin, K., 1998, The relationship between in flation and the budget deficit in

Turkey. Journal of Business and Economic Statistic 16 (4), 412 – 422.

30. Miller, P., 1983, Higher Deficit Policies Lead to Higher Inflation. Quarterly

Review, Federal Reserve Bank of Minnecapolis.

31. Mishkin, F.S., 1992, Is the Fisher effect for real? A re-examination of the

relationship between inflation and interest rates. Journal of Monetary Economics

30, 195-215.

32. Mitchell-Innes, H. A. 2006, The Relationship between Interest Rates and

Inflation in South Africa: Revisiting the Fisher’s Hypothesis. A Masters Thesis

Submitted to Rhodes University, South Africa.

33. Miyagawa, S. and Morita, Y., 2003, The Fisher effect and the long- run

Phillips curve - in the case of Japan, Sweden and Italy. Working Paper in

Economics No. 77. Göteborg: Department of Economics, Göteborg University.

34. Muzafar Shah Habibullah, Chee Kok Cheah and Baharom Abdul Hamid,

2011, Budget Deficits and Inflation in Thirteen Asian Developing Countries.

International Journal of Business and Social Science.

35. Nguyen Thi Thuy Vinh and S. Fujita 2007, The Impact of Real Exchange Rate

on Output and Inflation in Vietnam: A VAR Approach. Discussion Paper No. 0625

36. Nicoleta, Ciurilă, 2007, Estimating the Exchange Rate Pass Through into

Inflation in a Vector Autoregressive Framework. The Journal of the Faculty of

Economics - Economic Science Series ISSN: 1582 - 5450, Vol. II, 231-233.

37. Phillips, P.C.B and P. Perron (1988), Testing for a Unit Root in Time Series

Regression. Biometrika, 75, 335–346

69

38. Protopapadakis, A .A., Siegel, J.J., 1987, Are money growth and inflation

related to government deficits: Evidence from ten industrialized economies. Journal

of International Money and Finance 6 (1), 31 – 48.

39. Salman Saleh, A., 2003, The Budget Deficit and Economic Performance: A

Survey. Economic Working Papers Series. No.03-12, University of Wollongong.

40. Sargent, T. and Wallace, N., 1981, Some Unpleasant Monetarist

Arithmetic.Quarterly Review Federal Reserve Bank of Minneapolis, No. 5.

41. Solomon, M. and de Wet, W.A., 2004, The Effect of Budget Deficit on

Inflation: The Case of Tanzania.South African Journal of Economics and

Management Sciences (SAJEMS), Vol. 7 (2004), No 1.

42. Soros, George, 1994, The alchemy of finance: Reading the mind of the

market. Fiddlers Forge books, UK.

43. Tillmann, P., 2004, Testing for Stationarity and Pre-specified Co-integration

under Regime-Switching: A Note on the Fisher Effect. Working Paper Bonn.

44. Vo Tri Thanh, Dinh Hien Minh, Do Xuan Truong, Hoang Van Thanh and

Pham Chi Quang, 2000, Exchange Rate Arrangement in Vietnam: Infomation

Content and Policy Option, East Asian Development Network (EADN). Individual

Research Project.

45. Vo Van Minh, 2009, Exchange Rate Pass Through and Its Implications for

Inflation in Vietnam. VDF WorkingPaper, No. 0902.

46. Westerlund, J., 2007, Testing for error correction in panel data. Oxford

Bulletin of Economics and Statistics 69: 709-748.

47. Yuhn, K., 1996, Is the Fisher effect robust? Further evidence. Applied

Economics Letters, 3, 41-44.