Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

----------  ----------

VƯƠNG TRÍ HƯỚNG

TÁC ĐỘNG C NỢ NƯỚC NGOÀI ĐẾN T NG TRƯ NG

INH TẾ VIỆT NAM

LUẬN V N THẠC SĨ INH TẾ

TP.Hồ Chí Minh - Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

----------  ----------

VƯƠNG TRÍ HƯỚNG

TÁC ĐỘNG C NỢ NƯỚC NGOÀI ĐẾN T NG TRƯ NG

INH TẾ VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính- Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN V N THẠC SĨ INH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

TS NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI C M ĐO N

Tôi xin cam đoan rằng luận văn “Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng

kinh tế ở Việt Nam” là công trình nghiên cứu của riêng tôi.

Các thông tin dữ liệu được sử dụng trong luận văn là trung thực và các kết quả

trình bày trong luận văn chưa được công bố tại bất kỳ công trình nghiên cứu nào trước

đây. Nếu phát hiện có bất kỳ gian lận nào, tôi xin chịu toàn bộ trách nhiệm trước Hội

đồng.

TP.HCM, tháng 10 năm 2013

Tác giả luận văn

Vương Trí Hướng

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục bảng biểu

Danh mục đồ thị

Tóm tắt ................................................................................................................... 1

1. Giới thiệu ........................................................................................................... 3

2. Tổng quan những nghiên cứu trước đây ........................................................ 8

2.1.Một số nghiên cứu trên thế giới. .................................................................. 8

2.1.1 Nhóm tác động tích cực ........................................................................ 9

2.1.2 Nhóm tác động tiêu cực ...................................................................... 11

2.1.2 Nhóm tác động phi tuyến ................................................................... 12

2.2.Một số nghiên cứu ở Việt Nam. ................................................................ 14

3.Mô hình và phương pháp nghiên cứu ............................................................ 20

3.1. Mô hình nghiên cứu .................................................................................. 20

3.2. Dữ liệu nghiên cứu .................................................................................... 22

3.3. Phương pháp nghiên cứu ........................................................................... 24

3.3.1. Kiểm tra nghiệm đơn vị và độ trễ tối ưu .............................................. 24

3.3.2. Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn .................................................. 25

3.3.3. Kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn ............................................... 26

4. Kết quả nghiên cứu ......................................................................................... 28

4.1.Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị và độ trễ tối ưu .................................... 28

4.1.1. Kiểm định nghiệm đơn vị ................................................................. 28

4.1.2. Lựa chọn độ trễ tối ưu ........................................................................ 42

4.2. Kết quả kiểm định đồng liên kết ............................................................... 43

.3. ết uả kiểm định ngắn hạn ...................................................................... 47

5. Kết luận ........................................................................................................... 53

6. Tài liệu tham khảo

7. Phụ lục

7.1.Bảng kết quả độ trễ tối ưu

7.2.Bảng kết quả Trace statistic và Max-Eigen statistic

7.3.Bảng kết quả kiểm định trong dài hạn

7.4.Bảng kết quả kiểm định trong ngắn hạn

7.5.Bảng kết quả phân rã phương sai

7.6.Dữ liệu các biến trong mô hình

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 1.1: Tốc độ tăng của nợ nước ngoài ở một số nước Đông Nam Á ................ 4

Bảng 2.1: Bảng tóm tắt các kết quả nghiên cứu trước đây .................................... 17

Bảng 3.1: ý hiệu các biến trong mô hình. ........................................................... 23

Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến ở chuỗi gốc ................ 31

Bảng 4.2: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đợn vị ở chuỗi gốc ..................... 36

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân của các biến ... 37

Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân ........ 42

Bảng 4.5: ết uả độ trễ tối ưu ............................................................................. 42

Bảng 4.6: Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Trace)........................................... 43

Bảng 4.7: Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Max-Eigen) .................................. 44

Bảng 4.8: Phương trình cân bằng dài hạn ............................................................. 45

Bảng 4.9: Động lực trong ngắn hạn ....................................................................... 48

Bảng 4.10: Dự báo phân rã phương sai ................................................................... 51

Bảng 4.11: Kết quả kiểm định nhân uả Granger ................................................... 52

DANH MỤC Đ TH

Hình . : Nợ nước ngoài của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2011 ...................... 5

Hình . : Đồ thị nghiệm đơn vị ............................................................................ 29

Hình . : Hàm phản ứng đẩy ................................................................................ 50

Tóm tắt

Nghiên cứu kiểm tra tác động dài hạn và ngắn hạn của nợ nước ngoài đối với

tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong giai đoạn 1986-2011, nghiên cứu này

xem Tổng sản phẩm quốc dân (GNP ) như một hàm của chi phí giáo dục

hàng năm (đại diện cho nguồn nhân lực), vốn, lao động và nợ nước ngoài

như phần trăm của tổng sản phẩm quốc nội (GDP). Phương trình cân bằng

dài hạn được thiết lập bằng cách áp dụng kiểm định đồng liên kết Johansen

trong khi kết quả ngắn hạn thu được thông ua Vector hiệu chỉnh sai số.

Nghiên cứu cũng đo lường hệ số hiệu chỉnh sai số để nắm bắt tốc độ điều

chỉnh trong ngắn hạn.

Kết quả thực nghiệm cho thấy nợ nước ngoài tạo nên một tác động tiêu cực

rất nhỏ đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn với hệ số 0.03 nhưng không

có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên trong dài hạn lại cho thấy một hệ số tác động

tích cực khoảng 0.17 với mức ý nghĩa 1 phần trăm , điều này chỉ ra rằng

trong trường hợp của Việt Nam nợ nước ngoài đang đóng một vai trò khá

quan trọng và khuyến khích tăng trưởng kinh tế. Nợ nước ngoài bên cạnh

vốn đang là hai nhân tố đóng góp chính vào tốc độ tăng trưởng kinh tế.Kết

quả nghiên cứu cũng đã cho thấy rõ điều này, vốn có ảnh hưởng rất đáng kể

đến tăng trưởng kinh tế, cao nhất trong các biến với hệ số 0.84 trong dài

hạn,tức 1 phần trăm tăng vốn dẫn đến tăng GNP 0.84 phần trăm, ở ý nghĩa ở

mức 1 phần trăm , trong ngắn hạn tác động này cũng khá lớn 11 phần trăm

,tuy nhiên kết quả này không có ý nghĩa thống kê.Nguồn nhân lực có tác

động tích cực đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn nhưng lại có ảnh

hưởng tiêu cực tuy khá nhỏ 0.006 trong dài hạn nhưng cả hai chỉ số này đều

không có ý nghĩa thống kê. Chỉ số này thể hiện một lực lượng lao động trình

độ học vấn và năng suất cao có thể dẫn đến tăng tốc độ uá trình tăng trưởng

trong ngắn hạn. Lực lượng lao động cho thấy tác động tích cực trong ngắn

hạn nhưng lại có ảnh hưởng tiêu cực lớn đến tăng trưởng kinh tế trong dài

hạn điều này chỉ ra rằng lao động không có tay nghề có năng suất thấp và

không có khả năng làm tăng mức sản lượng trong nước. Một thông số điều

chỉnh đáng kể thu được từ phương trình đồng liên kết khẳng định mối quan

hệ lâu dài. Hệ số hiệu chỉnh sai số là 1.43 cho rằng 143 phần trăm của bất kỳ

độ lệch khỏi cân bằng dài hạn sẽ được điều chỉnh trong một năm.

1. Giới thiệu

Hiện nay, việc vay nợ nước ngoài đang là một hiện tượng phổ biến ở đa số

các nước đang phát triển và nó đã trở thành một đặc trưng phổ biến về mặt

tài chính của hầu hết các nền kinh tế. Một đất nước với tỷ lệ tiết kiệm thấp

cần phải vay thêm để tài trợ cho tỷ lệ nhất định của tăng trưởng kinh tế. Do

vậy nợ nước ngoài đã duy trì tốc độ tăng trưởng nền kinh tế trong khi nguồn

lực trong nước không thể làm được.

Theo Ngân hàng thế giới (World bank) thì tổng nợ nước ngoài có thể được

định nghĩa như là khoản nợ người không cư trú hoàn trả bằng ngoại tệ, hàng

hóa hay dịch vụ.Tổng số nợ nước ngoài bao gồm nợ nước ngoài của chính

phủ, nợ nước ngoài được chính phủ bảo lãnh, nợ của tư nhân dài hạn không

được bảo lãnh, khoản tín dụng từ IMF và nợ ngắn hạn. Nợ ngắn hạn bao gồm

tất cả các khoản nợ có thời gian đáo hạn dưới một năm và lãi suất còn thiếu

trên nợ dài hạn .Vào đầu những năm 1970 nợ nước ngoài của các nước đang

phát triển chủ yếu là nhỏ, phần lớn các chủ nợ là chính phủ nước ngoài và

các tổ chức tài chính uốc tế cung cấp vốn vay cho dự án phát triển

(Todaro,1988). Vào thời điểm này thì thâm hụt tài khoản vãng lai là phổ biến

và làm tăng tình trạng nợ nần của các nước đang phát triển, cho đến khi

Mexico, mặc dù là một nước xuất khẩu dầu mỏ, đã tuyên bố vào tháng 8-

1992 rằng họ không thể trả các khoản nợ và kể từ đó, vấn đề nợ nước ngoài

và việc trả nợ đã được thừa nhận tầm quan trọng và đã dẫn đến các cuộc

tranh luận về khủng hoảng nợ (Were,2001).

Con số nợ nước ngoài của Việt Nam có xu hướng tăng liên tục từ năm 2000

đến nay: vào thời điểm cuối năm 2000, tổng dư nợ nước ngoài uốc gia (bao

gồm nợ nước ngoài Chính phủ và nợ nước ngoài được Chính phủ bảo lãnh)

chỉ là khoảng 13 tỷ USD, đến thời điểm cuối năm 2009 là 33 tỷ USD, đến

năm 2010 con số này tăng lên là 9 tỷ USD, và năm 2011 là 57.8 tỷ USD.

(Nguồn: ADB, Key Indicators for Asia and the Pacific 2013)

Bảng 1.1: Tốc độ tăng của nợ nước ngoài ở một số nước Đông Nam Á

Đông Nam

Á 2006 2007 2008 2009 2010 2011

0% -21% 16% 8% 9% 13% Campuchia

-4% 9% 7% 14% 9% 9% Indonesia

20% 32% 13% 11% -1% 9% Lào

7% 13% 7% 3% 22% 11% Malaysia

2% 12% -2% 8% 1% 0% Myanmar

-2% 9% -2% -1% 14% 3% Philippines

-1% -1% 11% 22% 32% -1% Thái Lan

(Nguồn: Key Indicators for Asia and the Pacific 2013, ADB )

-2% 25% 14% 25% 49% 17% Việt Nam

So với các nước trong khu vực thì Việt Nam có tốc độ tăng của nợ nước

ngoài luôn đứng nhất nhì trong những năm gần đây. Lý do có thể thấy được

là do Việt Nam đang trong uá trình phát triển, việc đầu tư cho các dự án lớn

mang tầm quốc gia cần huy động một nguồn vốn lớn và nhân lực trình độ

cao, trong khi đó nguồn lực trong nước không thể đáp ứng được. Vì vậy,

nguồn lực mà Việt Nam hướng tới là vay nợ từ nước ngoài .

Giá trị nợ nước ngoài của Việt Nam

70,000

60,000

50,000

40,000

30,000

20,000

10,000

m ă N

6 8 9 1

7 8 9 1

8 8 9 1

9 8 9 1

0 9 9 1

1 9 9 1

2 9 9 1

3 9 9 1

4 9 9 1

5 9 9 1

6 9 9 1

7 9 9 1

8 9 9 1

9 9 9 1

0 0 0 2

1 0 0 2

2 0 0 2

3 0 0 2

4 0 0 2

5 0 0 2

6 0 0 2

7 0 0 2

8 0 0 2

9 0 0 2

0 1 0 2

(Nguồn: Key Indicators for Asia and the Pacific 2013, ADB )

ĐVT: mUSD

Hình 1.1 Nợ nước ngoài của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2011

Trong giai đoạn 2011-2015, nền kinh tế Việt Nam đặt ra chỉ số tăng trưởng

kinh tế GDP là khoảng 6.5% -7% (Nghị quyết số 10/2011/QH13). Để có thể

đạt được tốc độ tăng trưởng theo mục tiêu thì việc huy động nguồn lực xã hội

như thế nào là một câu hỏi khó cần được giải quyết.Việt Nam sẽ tiếp tục vay

nợ nước ngoài hay cố gắng huy động nguồn vốn trong nước? Huy động

nguồn lực trong nước gặp một số khó khăn như ngân sách Nhà nước còn hạn

chế, huy động từ dân cư khó khăn khi mà Nhà nước chưa tạo được niềm tin,

tập uán của người Việt Nam, khó có thể huy động được nhiều vốn từ các

doanh nghiệp trong tình cảnh kinh tế khó khăn.Cho nên nguồn vốn từ vay nợ

nước ngoài là nguồn cần thiết cho các hoạt động đầu tư trong nước.

Tuy nhiên đã đến lúc cần xem xét lại ảnh hưởng của việc vay nợ nước ngoài

đối với tăng trưởng kinh tế là như thế nào. Nợ nước ngoài có thật sự là một

đòn bẩy cho nền kinh tế hay không? Nếu câu trả lời là có thì dòng vốn này có

tác động như thế nào, dài hạn hay ngắn hạn hay cả hai, hay nó đang tiềm ẩn

những bất ổn mà có thể dẫn đến những hậu quả khôn lường? Điều này luôn

luôn là vấn đề đối với các nhà hoạch định chính sách và cũng như các học

giả. hông có sự đồng thuận về vai trò của nợ nước ngoài đối với tăng

trưởng ,có cả hai khía cạnh tích cực và tiêu cực. Các chuyên gia có cùng

uan điểm cho rằng nợ nước ngoài sẽ có tác động tích cực đến tăng trưởng

kinh tế vì nợ nước ngoài sẽ làm tăng dòng vốn vào và khi được sử dụng cho

các khoản chi liên uan đến tăng trưởng có thể tăng tốc tốc độ tăng trưởng

kinh tế.Nợ nước ngoài sẽ không chỉ cung cấp vốn cho phát triển công nghiệp

mà còn cung cấp những kỹ năng uản lý, công nghệ, chuyên môn kỹ thuật

cũng như tiếp cận thị trường nước ngoài để huy động nhân lực, vật lực của

một quốc gia cho tăng trưởng kinh tế. Mặt khác khi nợ nước ngoài tích lũy

vượt uá một giới hạn nhất định, nó sẽ giảm tốc độ tăng trưởng kinh tế bằng

cách cản trở đầu tư. Một cách giải thích cho mối quan hệ tiêu cực này là cái

gọi là lý thuyết về nhô nợ, trong đó nói rằng mức độ cao của nợ không

khuyến khích đầu tư và ảnh hưởng tiêu cực đến tốc độ tăng trưởng như

tương lai thuế cao hơn được dự kiến để trả nợ.

Bài nghiên cứu này nhằm giải quyết 2 vấn đề :

 Thứ nhất, xem xét nợ nước ngoài có ảnh hưởng tích cực hay tiêu cực

đến tăng trưởng kinh tế của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu?

 Thứ hai, ảnh hưởng này có tác động trong ngắn hạn hay dài hạn, hay

cả trong ngắn hạn và dài hạn.

Với những mục tiêu như trên bài nghiên cứu được chia ra làm 5 phần. Phần

thứ nhất: Giới thiệu. Phần thứ hai: trình bày các lý thuyết hiện có về ảnh

hưởng của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế. Phần thứ ba: phương pháp

nghiên cứu. Phần thứ tư: Các kết quả hồi quy của mô hình. Phần thứ năm:

Kết luận.

2. Tổng quan những nghiên cứu trước đây.

2.1 Một số nghiên cứu trên thế giới.

Nghiên cứu truyền thống về vấn đề nợ nước ngoài đã tập trung chủ yếu vào

sự phát triển về độ lớn và xu hướng của các khoản nợ nước ngoài trong các

nước có thu nhập thấp và sau đó bởi các nghiên cứu khác đã xem xét các chỉ

số gánh nặng nợ và mức độ nghiêm trọng của vấn đề nợ (Ahmed, 2008).

Nghiên cứu học thuật về nợ nước ngoài và tác động của nó đối với tăng

trưởng kinh tế chỉ bùng nổ kể từ sau cuộc khủng hoảng nợ đã tác động đến

nhiều nước đang phát triển vào đầu những năm 1980 và gần đây nhất là

khủng hoảng nợ công ở Châu Âu năm 2010. Bên cạnh đó, nhiều nghiên cứu

thực nghiệm đã được tiến hành gần đây để đánh giá tác động của nợ nước

ngoài đối với tăng trưởng kinh tế nhưng kết quả là không rõ ràng.

Có nhiều lý thuyết khác nhau về ảnh hưởng của nợ nước ngoài lên tăng

trưởng kinh tế.Oleksandr (2003),chia các tài liệu hiện có về chủ đề này thành

ba nhóm.Một nhóm đầu tiên bao gồm các lý thuyết cho rằng vì các nước

nghèo đang trong trạng thái phát triển nhanh.Bất kỳ việc bơm đầu tư nào

dưới hình thức nợ nước ngoài có thể gia tăng tốc độ tăng trưởng kinh tế ở các

nước này thông ua tích lũy vốn và tăng trưởng năng suất (Patillo và cộng

sự, 2004).Do đó nợ nước ngoài có tác động tích cực đến tăng trưởng lên đến

ngưỡng nhất định.Nhóm thứ hai của lý thuyết,nhấn mạnh rằng tích lũy cao

chứng khoán nợ có tác động tiêu cực đến tăng trưởng.Một giải thích hàng

đầu cho mối quan hệ tiêu cực này được gọi là giả thuyết nhô nợ của

Krugman (1988) và Sach (1989), sau đó được ủng hộ bởi Cohen (1993).

rguman (1988), định nghĩa nhô nợ như một tình trạng trong đó số tiền dự

kiến chi trả nợ nước ngoài sẽ giảm dần khi dung lượng nợ tăng lên. Lý thuyết

nhô nợ cho rằng nếu như nợ trong tương lai vượt uá khả năng trả nợ của

một nước thì các chi phí dự tính chi trả cho các khoản nợ sẽ kìm hãm đầu tư

trong nước và đầu tư nước ngoài,từ đó ảnh hưởng xấu đến tăng trưởng.

Tương tự như vậy, Borensztein (1990) xác định nhô nợ như một tình huống

trong đó các uốc gia con nợ có lợi rất ít từ lợi nhuận với bất kỳ đầu tư bổ

sung bởi vì các nghĩa vụ trả nợ.Nhóm thứ ba của lý thuyết kết hợp hai hiệu

ứng và cho rằng tác động của nợ đối với tăng trưởng là phi tuyến.

2.1.1 Nhóm tác động tích cực :

Trọng tâm của nghiên cứu của Abu Bakar và Hassan (2008) là phân tích tác

động của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế của Malaysia. Dữ liệu

được sử dụng từ năm 1970 đến năm 2005. Bài viết này đã kiểm tra cấu trúc,

độ lớn và thành phần nợ nước ngoài của Malaysia. Mô hình sử dụng các biến

vốn vật chất ( ), lao động (L), nguồn nhân lực (H ) và nợ nước ngoài

(EDY). Phân tích được thực hiện cả ở tổng hợp và phân chia cấp độ. Các kết

quả thực nghiệm được dựa trên các ước tính VAR. ết quả ước lượng ở cấp

độ tổng chỉ ra rằng tổng số nợ nước ngoài ảnh hưởng tích cực đến tăng

trưởng kinh tế. Một điểm phần trăm gia tăng trong tổng số nợ nước ngoài tạo

ra 1,29 điểm phần trăm tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Phân tích phản ứng

xung cung cấp một sự tương tác ngắn hạn đáng kể giữa GDP và các biến độc

lập. Trong khi đó, ước lượng phân rã phương sai cho thấy trong ngắn hạn

những cú sốc nợ tạm thời đóng một vai trò nhỏ là động lực của tăng trưởng

kinh tế ở Malaysia. Các cú sốc có thể giải thích đáng kể 2.2 điểm phần trăm

biến động trong tăng trưởng sau một năm. Từ những kết quả này, rõ ràng là

nợ nước ngoài có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế của Malaysia. Nó

cũng cho thấy rằng Malaysia không gặp vấn đề về nhô nợ, yếu tố tạo ra tác

động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế trong dài hạn. Quản lý nợ thận trọng

vẫn là một lực đẩy không thể tách rời của chính sách tài chính tại Malaysia.

Clements và cộng sự (2003), kiểm tra các kênh mà ua đó nợ nước ngoài ảnh

hưởng đến tăng trưởng kinh tế trong 55 LICs trong thời gian 1970-1999. Kết

quả cho thấy rằng việc giảm đáng kể trong nợ nước ngoài của các nước

nghèo mắc nợ cao (HIPCs) sẽ làm tăng trực tiếp tăng trưởng thu nhập bình

uân đầu người khoảng 1 điểm phần trăm mỗi năm. Giảm trong nghĩa vụ nợ

nước ngoài cũng có thể cung cấp một sự gia tăng gián tiếp tới tăng trưởng

thông ua tác động của chúng tới đầu tư. Nếu giảm một nửa số nghĩa vụ nợ

đã được chuyển cho các mục đích như vậy mà không làm tăng thâm hụt ngân

sách thì tăng trưởng kinh tế có thể tăng tốc độ trong một số nước HIPCs

thêm 0.5 điểm phần trăm mỗi năm .Bài nghiên cứu cũng đã cho thấy rằng

mức độ cao của các khoản nợ có thể làm giảm tăng trưởng kinh tế ở các

nước có thu nhập thấp. Nợ dường như ảnh hưởng đến sự tăng trưởng thông

ua tác động của nó về hiệu quả sử dụng tài nguyên, chứ không phải thông

ua tác động làm giảm của đầu tư tư nhân. Như được chỉ ra bởi các giả

thuyết nhô nợ, nợ có ảnh hưởng bất lợi lên tăng trưởng chỉ sau khi nó đạt đến

một mức ngưỡng nào đó. Mức ngưỡng này được ước tính vào khoảng 50

phần trăm GDP cho giá trị của nợ nước ngoài, và là khoảng 20-25 phần trăm

của GDP cho giá trị hiện tại ròng ước tính của nó. Các kết quả với các chỉ số

nợ nước ngoài như là một tỷ lệ với xuất khẩu thì yếu hơn, nhưng chỉ ra một

mức ngưỡng cho giá trị nợ hiện tại ròng khoảng 100-105 phần trăm xuất

khẩu. Kết quả này ngụ ý rằng giảm đáng kể nợ nước ngoài dự kiến cho các

nước HIPCs khi họ đạt điểm hoàn thành vào năm 2005 sẽ trực tiếp thêm 0.8-

1.1 phần trăm đến tốc độ tăng trưởng GDP bình uân của họ. Nợ nước ngoài

cũng có tác động gián tiếp tăng trưởng thông ua ảnh hưởng của nó trên đầu

tư công. Trong khi nợ công không làm giảm đầu tư công, nhưng nghĩa vụ nợ

thì có. Mối quan hệ này là phi tuyến, với hiệu ứng lấn át đang làm tăng tỷ lệ

nợ trên GDP lên. Trung bình cứ 1 điểm phần trăm gia tăng trong nghĩa vụ nợ

trên GDP thì sẽ làm giảm đầu tư công khoảng 0.2 điểm phần trăm. Điều này

có nghĩa rằng việc giảm nghĩa vụ nợ khoảng 6 điểm phần trăm trên GDP sẽ

tăng đầu tư của 0.75-1 điểm phần trăm trên GDP và sẽ nâng cao tốc độ tăng

trưởng khoảng 0.2 điểm phần trăm .

2.1.2 Nhóm tác động tiêu cực:

Cholifihani (2008), đã phân tích mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa nợ

nước ngoài và thu nhập ở Indonesia trong khoảng thời gian từ năm 1980 đến

năm 2005 bằng phương pháp VAR. ết quả cho thấy tổng sản phẩm trong

nước, dịch vụ nợ, vốn, lực lượng lao động và nguồn nhân lực có một mối

quan hệ cân bằng trong dài hạn. Nợ nước ngoài cho thấy một tác động tiêu

cực với GDP trong dài hạn. Điều này có thể được giải thích là do giả thuyết

về nhô nợ. Độ đàn hồi của thu nhập và thanh toán nợ nước ngoài là 0.13. Nó

có nghĩa là khi 1% tăng trong dịch vụ nợ, GDP sẽ giảm 0.13 phần trăm.

Trong số các biến giải thích, lao động có sự đóng góp cao nhất đến tăng

trưởng kinh tế. Trong khi đó, 1% tăng trong vốn, GDP sẽ tăng gần 0.47%.

Nghiên cứu thấy rằng ở Indonesia nguồn nhân lực góp phần ảnh hưởng khá

nhỏ trên GDP. 1% tăng của nguồn nhân lực, GDP sẽ tăng 0.08%. Trong ngắn

hạn, kết quả cho thấy rằng nợ nước ngoài có một tác động không có ý nghĩa

tích cực lên thu nhập. Biến vốn, lao động và nguồn nhân lực đã có dấu phù

hợp như đã được dự kiến. Tuy nhiên, chỉ có biến vốn có ý nghĩa thống kê.

Việc tăng 1% trong vốn dẫn đến gia tăng trong GDP 0.31%. Các kết quả

ngắn hạn đã khẳng định tầm quan trọng của nguồn vốn đầu tư để tạo ra sản

lượng quốc gia.

Boopen và cộng sự (2007) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa nợ nước ngoài và

hiệu quả kinh tế cho nhà nước của Mauritius trong giai đoạn 1960-200 . Các

biến được sử dụng trong mô hình là: PRISTOC và PUBSTOC là vốn tư

nhân và công cộng tương ứng của quốc gia và đã được tính toán bằng cách

sử dụng phương pháp kê khai thường xuyên (PIM) theo khuyến cáo của

OECD (2001a), XMGDP là tổng xuất khẩu và nhập khẩu chia cho GDP, là

thước đo của sự độ mở, và SER là tỷ lệ nhập học trung học và đại diện cho

chất lượng nguồn nhân lực và PDGDP là tỷ lệ nợ nước ngoài. Hai chỉ số

khác, cụ thể là giá trị hiện tại ròng (NPV) của các chứng khoán nợ nước

ngoài trên GDP (NPVEXGDP) và dịch vụ nợ như một phần thu nhập thường

xuyên (DEBTSER ), cũng được sử dụng để củng cố các kết quả. Vốn cổ

phần của đất nước đã được tách ra thành hai thành phần của nó cụ thể là tư

nhân và vốn cổ phần công cộng để phân tích và hiểu biết sâu sắc hơn về tác

động của nợ trên từng loại nguồn vốn. Mô hình vector hiệu chỉnh sai số

(VECM) được sử dụng để giải thích các biến động ngắn hạn và dài hạn của

mức sản lượng của đất nước. Kết quả từ phân tích cho thấy nợ nước ngoài có

ảnh hưởng tiêu cực đến mức sản lượng của nền kinh tế trong cả ngắn hạn và

dài hạn. Ngoài ra cũng có những bằng chứng cho thấy nợ nước ngoài có tác

động tiêu cực trên cả hai vốn cổ phần tư nhân và công cộng của quốc gia do

đó xác nhận giả thuyết nhô nợ và giả thuyết lấn át đầu tư. Mô hình vector

hiệu chỉnh sai số xác nhận sự tồn tại của một mối quan hệ lâu dài ổn định,

hơn nữa xác định rằng một độ lệch từ cân bằng dài hạn sau một cú sốc ngắn

hạn được điều chỉnh bằng khoảng 50 phần trăm sau mỗi năm .Các kết quả

trên làm nổi bật các hiệu ứng bất lợi của nợ nước ngoài lên hoạt động kinh

tế.

2.1.3 Nhóm tác động phi tuyến :

WA Adosla (2009) xem xét hiệu quả của việc thanh toán nợ nước ngoài lên

tăng trưởng kinh tế ở Nigeria. Nghiên cứu này sử dụng dữ liệu thanh toán tới

các chủ nợ nước ngoài khác nhau như là biến giải thích cho hai biến cần

kiểm định đó là tổng sản phẩm quốc nội (GDP) và biến tổng vốn cố định

theo giá thị trường hiện tại (GFCF) trong thời gian 2 năm từ năm 1981 đến

năm 200 . Bằng cách sử dụng phương pháp hồi uy bình phương nhỏ nhất

(OLS) tác giả đã phát hiện ra rằng các biến giải thích này có ảnh hưởng đáng

kể tới GDP và GFCF, trong đó thanh toán nợ tới câu lạc bộ chủ nợ Paris và

chủ nợ nắm giữ lệnh phiếu có tác động tích cực tới hai biến GDP và GFCF,

còn việc thanh toán tới câu lạc bộ chủ nợ London và những tổ chức tín dụng

khác có ảnh hưởng tiêu cực tới GDP và GFCF. Một hạn chế của nghiên cứu

này là về mặt phương pháp. Do phương pháp OLS không hạn chế được các

khiếm khuyết có thể có của mô hình như đa cộng tuyến, tự tương uan hay

phương sai thay đổi, so với các lý thuyết phương pháp thống kê toán hiện tại.

Do đó điều này gợi ý rằng việc sử dụng các kỹ thuật ước lượng mạnh hơn

được sử dụng trong tương lai để tìm kiếm sự hình thành của những uan hệ

nhân uả hai chiều và mối quan hệ tác động giữa các biến.

Tương tự như vậy Hasan và Butt (2008) khám phá mối liên hệ giữa nợ nước

ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Pakistan trong giai đoạn 1975-2005 sử dụng

phương pháp Autoregressive Regressive Distributed Lag (ARDL) để kiểm

tra tính đồng liên kết. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế, thương mại, nợ

nước ngoài, lực lượng lao động và giáo dục đã được kiểm định trong dài hạn

và ngắn hạn. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng lực lượng lao động và thương

mại có tác động đáng kể đến tăng trưởng kinh tế trong khi nợ nước ngoài

không có ảnh hưởng tới tăng trưởng kinh tế trong dài hạn hay cả trong ngắn

hạn. Điều này chỉ ra rằng nợ nước ngoài đã không được sử dụng hiệu quả và

có năng suất ở Pakistan.

Patenio và Tan-Curz (2007), tập trung vào mối quan hệ giữa tăng trưởng

kinh tế và nợ nước ngoài của Philippines và xem xét các biến giải thích khác

như chứng khoán vốn, lao động, nguồn nhân lực, trong đó sử dụng dữ liệu

uý cho giai đoạn 1981-2005. Bài nghiên cứu sử dụng mô hình VAR (p) với

p=4. Kết quả của mô hình VAR (4) cho thấy tăng trưởng kinh tế không bị

ảnh hưởng nhiều bởi dịch vụ nợ nước ngoài. Thay vào đó, tác giả thấy rằng

vốn cổ phần có một mối quan hệ mạnh với tốc độ tăng trưởng kinh tế. Trong

lý thuyết nhô nợ, tác giả đã đề cập rằng trả nợ sẽ làm giảm tăng trưởng kinh

tế bởi vì các nhà đầu tư sẽ không được khuyến khích đầu tư. Biến vốn trong

nghiên cứu này đại diện cho các khoản đầu tư và vì nó đã được chứng minh

rằng vốn có ảnh hưởng lớn đến tăng trưởng, nợ nước ngoài cao được cho là

có ảnh hưởng đáng báo động. Tuy nhiên, dịch vụ nợ nước ngoài không cho

thấy một ảnh hưởng lớn đến tăng trưởng kinh tế. Đây có lẽ là bởi vì nghĩa vụ

trả nợ nước ngoài ở Philippines là không đủ cao để nhô nợ xảy ra. Vì vậy,

nghĩa vụ trả nợ vẫn chưa có một mối đe dọa tăng trưởng kinh tế và do đó,

Philippines không nên sợ trải ua nhô nợ trong tương lai gần. Bài nghiên cứu

cũng đề xuất những hướng nghiên cứu mới cho tương lai như sử dụng chuỗi

thời gian dài hơn và nhiều uan sát hơn, sử dụng mô hình khác để giải thích

tăng trưởng kinh tế như là mô hình phương trình kích thích năng động, việc

sử dụng những đại diện khác và biến giả cũng đáng để thử, biến cú sốc cũng

nên được cho vào mô hình để có tính thực tiễn hơn.

Điều đáng nói là phần lớn các báo cáo nghiên cứu thực nghiệm hiện có thì

nợ nước ngoài ảnh hưởng xấu đến tăng trưởng kinh tế. Cunningham (1993),

Afxentiou (1993), Deshpande (1997), Were (2001), Karagol (2002),

Colfihani (2008), Hameed và cộng sự (2008), báo cáo rằng nợ nước ngoài

ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế. Warner (1992), Cohen (1993),

Afxentiou và Serletis (1996), Patenio và Tan-Curz (2007), đã kết luận rằng

nợ nước ngoài không ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó,

Omet và alaji (2003), và Abu Baker (2008), báo cáo tác động tích cực của

nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế.

2.2 Một số nghiên cứu ở Việt Nam.

Đoàn im Thành (2008) đã nghiên cứu về vốn vay ODA và khả năng trả nợ

của Việt Nam trong giai đoạn 1990-2005.Nghiên cứu này thông qua việc sử

dụng mô hình hệ thống dạng tĩnh lược của Jame de Pines và mô hình hồi quy

bội để giải thích tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt

Nam.Mục đích của nghiên cứu nhằm tìm hiểu liệu nợ nước ngoài ở Việt

Nam có bền vững hay không và đóng góp của nó cho tăng trưởng kinh tế

như thế nào. Tác giả đã sử dụng số liệu từ Ngân hàng Thế giới (WB), Ngân

hàng Phát triển Châu Á (ADB) và Tổng Cục thống kê Việt Nam (GSO), để

phân tích thực nghiệm.Theo đó nợ nước ngoài đối với Việt Nam trong thời

điểm này chủ yếu là vốn ODA với lãi suất thấp và thời gian cho vay dài, tỷ lệ

vay thương mại là không đáng kể.Các chỉ số an toàn về nợ nước ngoài cho

thấy Việt Nam vẫn nằm trong giới hạn an toàn và khó có khả năng xảy ra

khủng hoảng về nợ .Qua số liệu từ kết quả của mô hình cho thấy,đầu tư trong

nước, đầu tư nước ngoài và xuất khẩu đóng góp vào tăng trưởng kinh tế Việt

Nam 20 năm ua; Viện trợ có thể không trực tiếp tác động hay tác động tiêu

cực đến tăng trưởng, nhưng có thể có tác động đến tăng trưởng phúc lợi bình

uân đầu người thông ua các dự án công. Nợ có tác động âm đến tăng

trưởng, điều này là do vay mượn và sử dụng không hiệu quả hoặc do đầu tư

vào các dự án dài hạn mà tác động của nó nằm ngoài mô hình này.Mô hình

hệ thống dạng tĩnh lược của Jame de Pines cho thấy nợ Việt Nam đến năm

2020 vẫn bền vững (nợ trên xuất khẩu dưới 200 phần trăm) nếu tốc độ tăng

trưởng nhập khẩu so với tốc độ tăng trưởng xuất khẩu dưới 2 phần trăm hàng

năm. Nợ nước ngoài có tác động âm đến tăng trưởng Việt Nam trong ngắn

hạn. Cho nên việc quản lý và sử dụng các khoản vay phải tính toán đến nhiều

yếu tố: Chênh lệch lãi suất và lạm phát trong và ngoài nước, thời điểm vay

và thời gian vay, ràng buộc của các khoản vay ,hiệu quả kinh tế và xã hội của

việc phân bổ và sử dụng nguồn vốn đi vay, thời điểm trả nợ.

Nguyễn Hoàng Phương (2007) đã ước lượng hiệu quả của vốn ODA đối với

tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam giai đoạn 1986-2007.Bài nghiên cứu đã cho

thấy vốn ODA đóng một vai trò ngày càng uan trọng trong tổng vốn tích

lũy,tổng đầu tư toàn xã hội cũng như tăng trưởng kinh tế : ODA đóng góp

0.73 phần trăm vào tăng trưởng năm 1993 ,tăng lên 10 phần trăm trong năm

1999 và sau đó ổn định ở mức 8 phần trăm cho đến năm 2006,sự đóng góp

của ODA đối với tổng đầu tư toàn xã hội và tổng vốn tích lũy chiếm tỷ lệ

đáng kể trong giai đoạn nghiên cứu,trung bình ở mức 15 phần trăm và 11

phần trăm , tuy nhiên kết quả sự đóng góp của ODA chỉ là ước lượng ngắn

hạn và tác động trong dài hạn vẫn chưa được xác định.

Việc xem xét các nghiên cứu thực nghiệm của nợ nước ngoài và mối quan hệ

với tăng trưởng kinh tế chỉ ra rằng không đủ để thực hiện bất kỳ khái uát về

mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và nợ nước ngoài. Vì vậy, thật cần thiết

để xem xét trường hợp của mỗi quốc gia hay một nhóm riêng.

Các nghiên cứu này được tóm tắt trong bảng bên dưới :

Năm

Tác giả

Thời gian

Mẫu

Phát hiện

2008 Abu Bakar 1970-2005 Malaysia

Nợ nước ngoài ảnh hưởng tích cực tới tăng trưởng kinh tế

2008

1970-2007

Ayadi và Ayadi

Nigeria và Nam Phi

Xác định ảnh hưởng tiêu cực của nợ nước ngoài lên tăng trưởng

2008

1970-2003

Pakistan

Hameed và cộng sự

Gánh nặng dịch vụ nợ ảnh hưởng xấu tới tăng trưởng

2008 Cholifihani 1980-2005

Indonesia

Thanh toán nợ nước ngoài có ảnh hưởng tiêu cực tới tăng trưởng

Bảng 2.1 : Bảng tóm tắt các kết quả nghiên cứu trước đây

2008

1990-2005

Việt Nam

Đoàn im Thành

Nguồn ODA có tác động tiêu cực tới tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn

2007

1981-2005

Philippine

Patenio và Tan-Curz

Tăng trưởng kinh tế không bị ảnh hưởng bởi dịch vụ nợ

2007

1986-2007

Việt Nam

Nguồn ODA có tác động tích cực trong ngắn hạn

Nguyễn Hoàng Phương

2005 Mohamad

1978-2001

Sudan

Nợ nước ngoài ảnh hưởng tiêu cực tăng trưởng

2003 Clement

1970-1999

55 nước thu nhập thấp

Vượt mức nợ nước ngoài ảnh hưởng xấu đến tăng trưởng

2003

1970-2000

Jordan

Omet và Kalaji

Nợ nước ngoài ảnh hưởng tích cực dưới mức ngưỡng 53% GDP

2002

1952-2000

Sri Lanka

Wijeweera và cộng sự

Vấn đề nhô nợ không tồn tại ở Srilanka

2002 Karagol

1956-1996 Thổ Nhĩ ỳ

Dịch vụ nợ có uan hệ tiêu cực với tăng trưởng

1997 Deshpande 1971-1991

13 nước mắc nợ

Mối uan hệ giữa nợ nước ngoài và đầu tư là tiêu cực

1992 Warner

1960-1981& 1982-1989

Nợ nước ngoài không làm giảm đầu tư

13 nước kém phát triển

3. Mô hình và phương pháp nghiên cứu

3.1 Mô hình nghiên cứu.

Nghiên cứu này sử dụng mô hình mở rộng của hàm sản xuất ban đầu được áp

dụng bởi Cunningham (1993), để điều tra ảnh hưởng của gánh nặng nợ nần

lên tăng trưởng kinh tế trong 16 quốc gia nặng nợ. Cunningham (1993), giả

định rằng hàm sản xuất chỉ bao gồm vốn vật chất, lao động và trả nợ. Mô

hình này giả định rằng không có nguồn nhân lực.Romer (1986), điều tra rằng

nguồn vốn vật chất là uan trọng đối với hàm sản xuất nhưng nguồn nhân

lực là cũng là một yếu tố rất quan trọng. Vì vậy, Karagol (2002), đã mở rộng

mô hình của Cunningham để kết hợp với lý thuyết về nguồn nhân lực của

Romer. Karagol (2002), sử dụng dữ liệu của Thổ Nhĩ ỳ;Wijeweera cùng

đồng sự (2005) sử dụng dữ liệu của Sri Lanka; Rifa at Ali và Usman

Mustafa (2011) sử dụng dữ liệu của Pakistan đã dùng chi phí giáo dục đại

diện cho nguồn nhân lực trong mô hình. Karagol cho rằng chi phí giáo dục

có thể không là một đại diện thích hợp cho nguồn nhân lực trong trường hợp

Thổ Nhĩ ỳ. Ngược lại, trong trường hợp của Sri Lanka, và Pakistan kết quả

cho thấy rằng chi phí giáo dục có thể là một đại diện thích hợp cho nguồn

nhân lực.Nguồn nhân lực bao gồm các kỹ năng, khả năng và kiến thức của

người từng lao động. Do đó, để điều tra mối quan hệ giữa gánh nặng nợ nước

ngoài và tăng trưởng kinh tế, nghiên cứu này đã thêm biến nguồn nhân lực

được đại diện bởi chi tiêu giáo dục hàng năm của chính phủ.

Mô hình của nghiên cứu này có dạng :

Y = f(HK, K, L, EDY)

Hàm sản xuất được sử dụng :

(I) Yt = β0 + β1HK + β2K + β3L + β4EDY + ε0

Trong đó :

Yt: Tổng thu nhập quốc nội (GNP)

HK: Nguồn nhân lực (đại diện bởi chi tiêu giáo dục hàng năm)

K: Vốn

LF: Tổng lực lượng lao động.

EDY: Nợ nước ngoài (% GDP)

ε0 = sai số nhiễu ngẫu nhiên

Sử dụng mô hình log tự nhiên, mô hình trở thảnh:

(II) LYt= β0 + β1LHK + β2LK+ β3LLF + β4LEDY + ε0

Vốn được định nghĩa như là giá trị của các nguồn cung cấp hiện có của hàng

hóa vật chất được sử dụng trong uá trình sản xuất như là nhà xưởng, máy

móc, thiết bị và hàng tồn kho. Ghali (1998) đã nói rằng vốn là rất quan trọng,

nó không chỉ là một phần của tổng cầu mà còn ảnh hưởng tới tăng trưởng

kinh tế và việc làm. Do vậy vốn được dự kiến là có ảnh hưởng tích cực tới

tăng trưởng kinh tế.

Lực lượng lao động là một yếu tố đóng góp tích cực vào uá trình sản

xuất,hàm sản xuất Cobb-Douglas được thiết lập để xác định điều này do vậy

lực lượng lao động được chờ đợi là cũng có ảnh hưởng tích cực đến tăng

trưởng kinh tế.

Nguồn nhân lực được mô tả như những kiến thức và kỹ năng của các cá nhân

và nó là một nguồn đóng góp uan trọng cho tăng trưởng kinh tế .Trong bối

cảnh các nước kém phát triển, lý thuyết kinh tế cho rằng nguồn nhân lực là

một yếu tố quyết định quan trọng của tăng trưởng kinh tế. Mô hình lý thuyết

khác nhau bao gồm nguồn nhân lực là một yếu tố của sản xuất và xem xét

tích lũy nguồn nhân lực là một yếu tố của uá trình tăng trưởng. Bằng chứng

thực nghiệm cho một số quốc gia cũng xác nhận mối quan hệ này. Lucas

(1993), lập luận rằng sự tích lũy nguồn nhân lực phục vụ như một động cơ

của tăng trưởng kinh tế. Mankiw (1992), tiếp tục mở rộng lý thuyết và xem

xét nguồn nhân lực là một yếu tố tích lũy bổ sung. Ông đã cung cấp bằng

chứng cho thấy những thay đổi trong nguồn nhân lực cuối cùng chuyển

thành những thay đổi đáng kể của tốc độ tăng trưởng. Barro và Lee (1993) và

Benhabib và Spiegel (199 ), cung cấp bằng chứng rằng sự tích lũy nguồn

nhân lực thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Tích lũy nguồn nhân lực được cho là

thúc đẩy tăng trưởng cao hơn bằng cách cải thiện lực lượng lao động, dẫn

đến sẽ có hiệu quả hơn trong công việc, bằng cách yêu cầu giám sát ít hơn và

chủ động hơn trong việc xử lý các vấn đề liên uan đến công việc. Nó được

đại diện bởi chi phí giáo dục hàng năm của chính phủ .

Nợ nước ngoài dự kiến sẽ có tác động tích cực trong ngắn hạn nhưng tiêu

cực trong dài hạn đối với tăng trưởng kinh tế. Khi một quốc gia có gánh nặng

nợ nần lớn, cách thức mà lao động và vốn sẽ được khai thác trong uá trình

sản xuất bị ràng buộc bởi việc trả nợ (Rockerbie năm 1996; Afxentious năm

1993; và Cunningham 1993).Nghiên cứu này sử dụng nợ nước ngoài như là

một tỷ lệ phần trăm của GDP để nắm bắt những tác động của nợ nước ngoài

vì nợ nước ngoài như là một tỷ lệ phần trăm của GDP tượng trưng cho sự

mắc nợ liên uan đến sức mạnh kinh tế của đất nước.

3.2 Dữ liệu nghiên cứu.

Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian của Việt Nam từ 1986 đến

năm 2011. Dữ liệu được thu thập từ Ngân hàng phát triển Châu Á (Asian

Development Bank).Dữ liệu về các biến tổng thu nhập, lực lượng lao động

và nợ nước ngoài có sẵn trong các báo cáo về các chỉ số của các nước châu Á

của ADB , duy chỉ có dữ liệu về nguồn nhân lực của Việt Nam bị thiếu trong

giai đoạn từ 1986-1988, tác giả đã tính tốc độ tăng trưởng trung bình trong

giai đoạn 1989-2011 để tính ngược lại trong giai đoạn bị thiếu.Biến lực

lượng lao động được tính như tổng số người tham gia vào các hoạt động sản

xuất ,biến tổng thu nhập được tính bằng cách lấy tổng thu nhập quốc nội trừ

đi chuyển nhượng ròng từ nước ngoài ,biến vốn là biến tổng vốn cố định,và

biến nợ nước ngoài là phần trăm của nợ nước ngoài trên tổng thu nhập quốc

nội.Các biến sau đó được lấy logarit để loại đơn vị của các biến và tránh tình

trạng các biến có sự chênh lệch lớn dẫn đến sai lệch trong các kết quả nghiên

cứu.

Bảng 3.1 Ký hiệu các biến trong mô hình.

Các biến trong mô hình Viết tắt

Log nepe của GNP LY

Log nepe của nguồn nhân lực LHK

Log nepe của vốn LK

Log nepe của lực lượng lao động LLF

Log nepe của tỷ lệ nợ nước ngoài trên GDP LEDY

3.3 Phương pháp nghiên cứu

3.3.1 Kiểm tra nghiệm đơn vị và độ trễ tối ưu

Trước khi kiểm định bất kỳ một phương trình liên uan tới chuỗi thời gian

nào thì việc quan trong cần phải làm đó là kiểm tra xem chuỗi thời gian có

dừng hay không. Nếu một chuỗi nào có nghiệm đơn vị, chuỗi đó được xem

xét là không dừng. Do việc ước lượng dựa trên các biến không dừng có thể dẫn đến kết quả hồi quy giả mạo (cho ra R2 và thống kê t cao), nhưng không

có bất kỳ ý nghĩa kinh tế nào (Granger và Newbold, 197 ).

Do vậy để phù hợp với các tiêu chuẩn thực hành, bài nghiên cứu xem xét liệu

các biến trong mô hình có dừng hay không. Trong nghiên cứu này kiểm định

gia tăng Dicky-Fuller (ADF) đã được thực hiện để kiểm tra nghiệm đơn vị.

ADF có ba kỹ thuật khác nhau, kỹ thuật đầu tiên không bao gồm cả xu

hướng và hệ số chặn, kỹ thuật thứ hai bao gồm hệ số chặn nhưng không bao

gồm các điều kiện xu hướng và kỹ thuật thứ ba bao gồm cả xu hướng và hệ

số chặn. Nghiên cứu này sử dụng kỹ thuật thứ ba. Giả thuyết H0 của kỹ thuật

ADF cho rằng chuỗi có chứa một nghiệm đơn vị (tức là nó là không dừng) so

với giả thuyết còn lại là dừng.

(III) ΔYt= β1+ β2t+ δYt-1+ α Σi=1ΔYt-1+εt

Ở đây Yt là chuỗi thời gian có liên uan, t là xu hướng thời gian và εt là sai

số nhiễu ngẫu nhiên.

Việc chọn một độ trễ thích hợp là quan trọng, nếu quá ít độ trễ có thể dẫn

đến bác bỏ giả thuyết H0 khi nó đúng (ảnh hưởng xấu đến kích thước của

kiểm định), trong khi uá nhiều độ trễ có thể làm giảm sức mạnh của kiểm

định (Harris và Sollis, 2003). Nghiên cứu sử dụng các tiêu chuẩn Schwarz

(SC) và tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn (HQ) để lựa chọn độ trễ thích

hợp.

3.3.2 Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn.

Sau khi kiểm tra đơn biến của tất cả các biến chuỗi thời gian, nghiên cứu sử

dụng kiểm định đồng liên kết giữa các biến số của mô hình (GNP, nguồn

nhân lực, vốn, lao động và nợ nước ngoài). Như đã nói ở trên, hồi uy các

chuỗi thời gian không dừng có khả năng dẫn đến hồi quy giả mạo. Tuy nhiên

nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng là một chuỗi

dừng thì khi đó các chuỗi thời gian này được cho là đồng liên kết và kết hợp

tuyến tình dừng được gọi là phương trình đồng liên kết và có thể giải thích

như mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến.

Hai kỹ thuật đồng liên kết chính thường được sử dụng đó là kỹ thuật Engle

và Granger (1987), và phương pháp Johansen (1988). Bài nghiên cứu này áp

dụng kỹ thuật đồng liên kết Johansen.

Yt = α1 Yt-1 + α2Yt-2 + ………. + αkYt-k + εt

Ở đây Yt là nx1 vector của phương trình I(1) biến nội sinh (GNP và các yếu

tố của nó) trong phương pháp VAR, εt là một vector của sai số nhiễu ngẫu

nhiên.

Kiểm định Johansen được thiết kế để xác định số lượng vector đồng liên kết

trong VAR. Để xác định số lượng của vector đồng liên kết Johansen (1988),

cung cấp hai kiểm định chỉ số khả năng khác nhau để xác định giá trị của

vector đồng liên kết. Kiểm định Trace:

LR= TΣni=r+1 ln( 1-λi)

Và kiểm định tối đa Eigenvalue:

LR= T ln(1-λr+1)

Đối với thống kê Trace giả thuyết H0 ở đây là số vectơ đồng liên kết nhỏ hơn

hoặc bằng r, ngược lại là có nhiều hơn r. iểm định tối đa Eigenvalue tiến

hành kiểm tra riêng biệt trên mỗi Eigenvalue và giả thuyết H0 của nó là số

vectơ đồng liên kết là r, giả thuyết ngược lại là r+1. Giả thuyết H0 đã được

thử nghiệm tuần tự từ thấp đến cao giá trị của r. Các thủ tục kiểm tra kết thúc

khi một giả thuyết H0 không bị bác bỏ lần đầu tiên (Rusike, 2007).

Ghi chú:

Thống kê Trace :

H0: Có nhiều nhất r quan hệ đồng liên kết: r = 0, 1, 2…

H1: Có lớn hơn r mối quan hệ đồng liên kết

Kiểm định tối đa Eigenvalue :

H0: Có r uan hệ đồng tích hợp; r = 0, 1, 2…

H1: Có r+1 uan hệ đồng tích hợp

3.3.3 Kiểm định mối quan hệ trong ngắn hạn.

Tiếp theo đó là ước lượng mối quan hệ ngắn hạn giữa nợ nước ngoài và

GNP. Mô hình ngắn hạn được sử dụng để xác định xem liệu tác động của nợ

nước ngoài là lâu dài hay chỉ là tạm thời. Nếu câu trả lời là chỉ có trong ngắn

hạn, thì các tác động của sự thay đổi trong nợ nước ngoài là tạm thời. Mặt

khác, nếu các tác động có ý nghĩa trong cả ngắn hạn và dài hạn, thì nó sẽ có

tác động tạm thời và lâu dài. Nếu có một trạng thái cân bằng hoặc mối quan

hệ đồng liên kết giữa các biến số không dừng sẽ có một hiệu chỉnh sai số

(Engle và Granger, 1987). Mối quan hệ giữa Yt và Xt với một hiệu chỉnh sai

số :

∆Yt= β0+ β1∆Xt –π êt-1+ εt

βt sẽ có tác động ngắn hạn, đo lường tác động ngay lập tức một sự thay đổi

trong Xt sẽ có thay đổi trong Yt. Mặt khác là các hiệu ứng điều chỉnh và cho

thấy bao nhiêu của sự mất cân bằng đang được điều chỉnh, tức là mức độ mà

bất kỳ sự mất cân bằng trong kỳ trước tác động bất kỳ sự điều chỉnh trong

thời gian Yt.

Cơ chế hiệu chỉnh sai số tích hợp các động lực ngắn hạn với cân bằng dài

hạn mà không làm mất các thông tin dài hạn. Điều này nắm bắt được các mối

quan hệ ngắn hạn. Nó cố gắng để điều chỉnh các sai lệch ra khỏi sự cân bằng

dài hạn và hệ số của nó có thể được hiểu là tốc độ điều chỉnh hoặc mức độ

của sự mất cân bằng truyền từng thời kỳ tới tăng trưởng kinh tế (Ndung'u,

1993).

Sau đó để củng cố cho các kết quả này bài nghiên cứu thực hiện các bước

kiểm tra hàm phản ứng đẩy (IRF) và phân rã phương sai.

4.Kết quả nghiên cứu

Phần này cung cấp các kết quả của việc kiểm định mô hình. Kiểm tra sự tồn

tại của nghiệm đơn vị của từng chuỗi bằng cách sử dụng kiểm định gia tăng

Dickey Fuller (ADF). Việc chọn độ trễ tối ưu cho kiểm định nghiệm đơn vị

và kiểm định đồng liên kết Johansen được quyết định bởi các tiêu chuẩn

Schwartz (SC) và tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn (HQ). Nghiên cứu

kiểm tra số lượng vector đồng liên kết bằng cách sử dụng số liệu kiểm định

thống kê Trace và giá trị tối đa Eigenvalue. Sau đó phân tích đồng liên kết

được sử dụng bằng cách sử dụng kỹ thuật Johansen (1988), kỹ thuật đồng

liên kết và tính toán các phương trình trạng thái cân bằng dài hạn bình

thường. Cuối cùng nghiên cứu sử dụng mô hình Vector điều chỉnh sai số

(VECM) cho ngắn hạn, các bước kiểm tra hàm phản ứng đẩy, phân rã

phương sai và nhân uả Granger.

4.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị và độ trễ tối ưu.

4.1.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị

Sự không dừng của dữ liệu chuỗi thời gian thường được coi là một vấn đề

trong phân tích thực nghiệm. Làm việc với các biến không dừng dẫn đến kết

quả hồi quy giả, từ đó suy luận xa hơn là vô nghĩa. Vì vậy, điều quan trọng là

kiểm tra tính dừng của tất cả các chuỗi được đưa vào mô hình. iểm tra ADF

đã được sử dụng để kiểm tra tính dừng của tất cả các chuỗi . Giả thuyết H0 là

các biến được điều tra có một nghiệm đơn vị, bác bỏ giả thiết nó không có.

Các kết quả thử nghiệm cho các biến được trình bày trong bảng 4.1 cho tới

4.4.Ngoài các thử nghiệm ADF, nghiên cứu này cũng đã cố gắng để kiểm tra

xu hướng của các biến bằng biểu đồ. Các biểu đồ của các biến thể hiện đặc

tính tương tự của các biến như là thử nghiệm ADF.

Hình 4.1:Đồ thị cho nghiệm đơn vị.

Bảng 4.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến ở chuỗi gốc

Prob.*

0.9368

t-Statistic -0.9094 -4.4407 -3.6329 -3.2547

1% level 5% level 10% level Coefficient

t-Statistic Prob.

-0.9094 2.15691 -4.1748 3.76785 0.9222 1.06236

Std. Error 0.10937 0.13003 0.06318 0.07633 3.48333 0.01512

0.3767 0.0466 0.0007 0.0017 0.3701 0.3038

-0.0995 0.28046 -0.2638 0.28758 3.21235 0.01607 0.87055 0.83009 0.05021 0.04034 38.1006 2.41172

Null Hypothesis: LY has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LY) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:10 Sample (adjusted): 1990 2011 Included observations: 22 after adjustments Variable LY(-1) D(LY(-1)) D(LY(-2)) D(LY(-3)) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0.20227 0.12181 -2.9182 -2.6207 21.5195 1E-06

Biến LY

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Prob.*

0.7728

t-Statistic -1.578 -4.3743 -3.6032 -3.2381

1% level 5% level 10% level Coefficient

t-Statistic Prob.

Std. Error 0.11926 3.29868 0.01924

-1.578 1.63072 1.53781

0.1288 0.1172 0.1384

-0.1882 5.3792 0.02959 0.10556 0.02425 0.06891 0.10447 32.9981 1.7261

Null Hypothesis: LHK has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LHK) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:08 Sample (adjusted): 1987 2011 Included observations: 25 after adjustments Variable LHK(-1) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0.166 0.06976 -2.3998 -2.2536 1.29818 0.29314

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Biến LHK

Prob.*

0.0131

t-Statistic -4.287 -4.4163 -3.622 -3.2486

1% level 5% level 10% level Coefficient

t-Statistic Prob.

Std. Error 0.07045 0.07999 0.08038 2.09501 0.01441

-4.287 -0.5216 -3.1808 4.51561 2.93971

0.0004 0.6083 0.0052 0.0003 0.0088

-0.302 -0.0417 -0.2557 9.46025 0.04235 0.70154 0.63522 0.1039 0.19431 22.2628 1.26901

Null Hypothesis: LK has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LK) Method: Least Squares Date: 09/29/13 Time: 17:04 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Variable LK(-1) D(LK(-1)) D(LK(-2)) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0.2513 0.17203 -1.5011 -1.2543 10.5775 0.00014

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Biến LK

Prob.*

0.3693

t-Statistic -2.4028 -4.3743 -3.6032 -3.2381

1% level 5% level 10% level Coefficient

t-Statistic Prob.

Std. Error 0.16658 2.8545 0.00431

-2.4028 2.4146 2.23825

0.0251 0.0245 0.0356

-0.4002 6.89247 0.00965 0.24647 0.17796 0.01907 0.008 65.1172 2.03094

Null Hypothesis: LLF has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LLF) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:10 Sample (adjusted): 1987 2011 Included observations: 25 after adjustments Variable LLF(-1) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0.0256 0.02103 -4.9694 -4.8231 3.59788 0.04448

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Biến LLF

Prob.*

0.3319

t-Statistic -2.48494 -4.37431 -3.6032 -3.23805

1% level 5% level 10% level Coefficient

t-Statistic Prob.

Std. Error 0.11759 0.172697 0.01349

-2.48494 1.82254 -2.27316

0.021 0.082 0.0331

-0.2922 0.31475 -0.0307 0.2412 0.17222 0.37654 3.11929 -9.4576 1.24761

Null Hypothesis: LEDY has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LEDY) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:07 Sample (adjusted): 1987 2011 Included observations: 25 after adjustments Variable LEDY(-1) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0.004 0.41386 0.99661 1.14287 3.49652 0.04802

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Biến LEDY

Bảng 4.2:Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở chuỗi gốc.

Biến

ADF-statistic (độ trễ)

P – value

ết luận

-0.909359 (3)

0.937

hông dừng

LHK

-1.577996 (0)

0.773

hông dừng

-4.286962 (2)

0.013**

Dừng

LLF

-2.402766 (0)

0.369

hông dừng

LEDY

-2.484938 (0)

0.332

hông dừng

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%.

Báo cáo kết quả trong Bảng 4.2 và .4 được thực hiện với xu hướng và hệ số

chặn. Kết quả cho thấy 4 trong số các chuỗi trình bày đều không dừng ở

chuỗi gốc trừ trường hợp của biến LK dừng ở mức ý nghĩa 5%. Nói cách

khác, giả thuyết H0 cho rằng mỗi chuỗi thời gian có một nghiệm đơn vị

không thể bị bác bỏ. Tuy nhiên, giả thuyết này bị bác bỏ khi chuỗi được lấy

sai phân bậc 1. Kết quả kiểm định được trình bày ở Bảng 4.4

Bảng 4.3 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân của các biến

Prob.*

0.0313

t-Statistic -3.8914 -4.4679 -3.645 -3.2615

Null Hypothesis: D(LY) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LY,2) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:11 Sample (adjusted): 1991 2011 Included observations: 21 after adjustments

1% level 5% level 10% level

t-Statistic Prob.

-3.8914 -4.137 -7.909 -1.6565 -0.6813 2.85573

0.0014 0.0009 0 0.1184 0.5061 0.012

Coefficient -0.5328 -0.463 -0.3384 -0.123 -0.0323 0.00616 0.89754 0.86338 0.03886 0.02266 41.9367 2.23025

Variable D(LY(-1)) D(LY(-1),2) D(LY(-2),2) D(LY(-3),2) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

Std. Error 0.13691 0.11192 0.04279 0.07424 0.04735 0.00216

-0.0043 0.10515 -3.4225 -3.1241 26.2787 1E-06

Biến LY

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Prob.*

0.0143

t-Statistic -4.2246 -4.3943 -3.6122 -3.2431

Null Hypothesis: D(LHK) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LHK,2) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:09 Sample (adjusted): 1988 2011 Included observations: 24 after adjustments

1% level 5% level 10% level

Std. Error

t-Statistic Prob.

-4.2246 3.13182 -0.2663

0.0004 0.005 0.7926

Coefficient -0.9535 0.16623 -0.0006 0.46149 0.4102 0.07434 0.11605 29.9273 1.95453

Variable D(LHK(-1)) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0.2257 0.05308 0.00222

0.00292 0.0968 -2.2439 -2.0967 8.99828 0.00151

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Biến LHK

Prob.*

t-Statistic -9.2771 -4.4163 -3.622 -3.2486

Null Hypothesis: D(LK) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LK,2) Method: Least Squares Date: 10/25/13 Time: 14:15 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments

1% level 5% level 10% level

Coefficient

t-Statistic Prob.

-9.2771 0.82765 4.0788 -2.6744

0 0.4181 0.0006 0.015

-1.0032 0.07904 0.48662 -0.0164 0.86132 0.83942 0.14377 0.39271 14.1715 1.28061

Variable D(LK(-1)) D(LK(-1),2) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

Std. Error 0.10814 0.0955 0.11931 0.00614

-0.0787 0.35876 -0.8845 -0.687 39.3337 0

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Biến LK

Prob.*

0.0456

t-Statistic -3.7249 -4.5326 -3.6736 -3.2774

t-Statistic Prob.

1% level 5% level 10% level Coefficient Std. Error 0.43543 0.35411 0.18217 0.13422 0.08493 0.04798 0.01404 0.00027

-3.7249 2.37026 2.16391 2.12742 1.70211 2.71911 3.54578 -2.626

0.0034 0.0371 0.0533 0.0568 0.1168 0.02 0.0046 0.0236

-1.6219 0.83934 0.39419 0.28554 0.14456 0.13047 0.0498 -0.0007 0.76484 0.61519 0.00358 0.00014 85.24 2.68723

Null Hypothesis: D(LLF) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 5 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LLF,2) Method: Least Squares Date: 09/29/13 Time: 15:03 Sample (adjusted): 1993 2011 Included observations: 19 after adjustments Variable D(LLF(-1)) D(LLF(-1),2) D(LLF(-2),2) D(LLF(-3),2) D(LLF(-4),2) D(LLF(-5),2) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

0 0.00577 -8.1305 -7.7329 5.11098 0.00846

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Biến LLF

Prob.*

0.0004

1% level 5% level 10% level Coefficient Std. Error 0.139595 0.114929 0.103247 0.099291 0.00637

t-Statistic -5.98912 -4.44074 -3.6329 -3.25467 t-Statistic Prob. -5.98912 1.07771 0.36378 -2.75043 2.03592

0 0.2962 0.7205 0.0137 0.0576

-0.8361 0.12386 0.03756 -0.2731 0.01297 0.82767 0.78713 0.17717 0.53362 9.69371 2.60602

Null Hypothesis: D(LEDY) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LEDY,2) Method: Least Squares Date: 10/12/13 Time: 10:57 Sample (adjusted): 1990 2011 Included observations: 22 after adjustments Variable D(LEDY(-1)) D(LEDY(-1),2) D(LEDY(-2),2) C @TREND(1986) R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

-0.075 0.384 -0.4267 -0.1787 20.4126 3E-06

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Biến LEDY

Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân

Biến D(LY)

ADF-statistic (độ trễ) -3.891429 (3)

P – value 0.0313**

ết luận Dừng

D(LHK)

-4.224568 (0)

0.0143**

Dừng

D(LK)

-9.27708 (1)

0.0000*

Dừng

D(LLF)

-3.724947(5)

0.0456**

Dừng

D(LEDY)

-5.989118 (2)

0.0004*

Dừng

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%.

4.1.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu

Sau khi phân tích kết quả của kiểm định nghiệm đơn vị, bước tiếp theo là tìm

ra độ trễ tối ưu cho phân tích đồng liên kết, xác định cấu trúc độ trễ tối ưu

của mô hình, tức là số lượng độ trễ để có thể nắm bắt được chuỗi. Kết quả

của hai tiêu chí khác nhau để lựa chọn độ trễ tối ưu được thể hiện trong Bảng

4.5. Cả thống kê SC và thống kê HQ đề nghị một độ trễ như độ trễ tối ưu (ở

đây là 2).

Bảng 4.5 : Kết quả độ trễ tối ưu

Lag SC HQ

0 -2.32538 -2.50569

1 -12.1234 -13.2053

Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%

2 -14.93186* -16.91533*

SC: Tiêu chuẩn thông tin Schwarz

HQ: Tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn

4.2 Kết quả kiểm định đồng liên kết.

Sau khi kiểm định tính dừng và độ trễ tối ưu bước tiếp theo là kiểm tra sự tồn

tại của mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình. Nghiên

cứu này áp dụng kiểm định của Johansen (1988), kiểm định đồng liên kết để

xem xét liệu có tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết hay không.

Quy trình kiểm định đồng liên kết của Johansen chủ yếu tập trung để tìm ra

số lượng vector đồng liên kết trong hệ thống. Nếu số lượng vector đồng liên

kết r (0 ≤ r ≤ n) là 0, nó có ngụ ý rằng không có mối quan hệ lâu dài giữa các

biến. Mặt khác, nếu có r vector đồng liên kết, nó cho thấy rằng có (n-r) xu

hướng ngẫu nhiên trong các biến liên kết với nhau.

Bảng 4.6 :Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Trace)

Eigenvalue

Prob.**

Hypothesized No. of CE(s)

Trace Statistic

0.05 Critical Value

None *

0.958321

167.3968

76.97277

0.0000*

At most 1 *

0.813942

94.30844

54.07904

0.0000*

At most 2 *

0.648422

55.62937

35.19275

0.0001*

At most 3 *

0.585789

31.58691

20.26184

0.0009*

At most 4 *

0.388575

11.31517

9.164546

0.0193**

Chỉ số Trace cho thấy có ít nhất 1 vector đồng liên kết trong mô hình ở mức ý nghĩa 1%

Bảng 4.7 :Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Max-Eigen)

Eigenvalue

Prob.**

Hypothesized No. of CE(s)

Max-Eigen Statistic

0.05 Critical Value

None *

0.958321

73.08838

34.80587

0.000*

At most 1 *

0.813942

38.67906

28.58808

0.0019*

At most 2 *

0.648422

24.04246

22.29962

0.0283**

At most 3 *

0.585789

20.27174

15.8921

0.0096*

At most 4 *

0.388575

11.31517

9.164546

0.0193**

Chỉ số Max-Eigen cho thấy có ít nhất 1 vector đồng liên kết trong mô hình ở mức ý nghĩa

Bảng 4.6 và 4.7 cho thấy các kết quả của kiểm định đồng liên kết Johansen

dựa trên thống kê Trace và giá trị tối đa Eigenvalue tương ứng. Các kiểm

định thống kê giúp đánh giá liệu có tồn tại một mối quan hệ lâu dài giữa LY,

LH , L , LLF và LEDY. Cả hai thử nghiệm cho thấy mối quan hệ cân bằng

dài hạn giữa các biến trong mô hình. Giả thuyết H0 của không có mối quan

hệ đồng liên kết bị bác bỏ, các giả thuyết rằng ít nhất một vector đồng liên

kết được chấp nhận bởi cả hai thử nghiệm ở mức ý nghĩa 1% . Kết quả của

hai kiểm định còn cho thấy có ít nhất 4 vector đồng liên kết trong mô hình

với mức ý nghĩa 5% .

Như vậy theo kết quả của kiểm định Johansen, có thể kết luận rằng có mối

quan hệ dài hạn tồn tại giữa LY, LH , L , LLF và LEDY.

Bảng 4.8: Phương trình cân bằng dài hạn.

Independent

Coefficient

variable

Std. Error

t-Statistic

Prob.

Constant

-1.216557

9.095982

-0.133747

0.8949

Log (Human

-0.005866

0.110785

-0.052947

0.9583

capital)

Log (Capital

0.840639*

0.027458

30.61584

0.0000

stock)

Log (Labour

0.446907

0.692542

0.645314

0.5257

force)

Log (External

debt as

0.178573*

0.03293

5.422867

0.0000

percentage of

GDP)

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%

LY = -1.2165 – 0.0059LHK + 0.8406LK + 0.4469LLF + 0.1786LEDY

Từ kết quả thực nghiệm trong bảng 4.8 cho thấy nguồn nhân lực có tác động

tiêu cực khác với kỳ vọng đến tăng trưởng kinh tế tuy nhiên tác động là rất

nhỏ (-0.00587). Điều này có nghĩa là 1 phần trăm gia tăng trong chi tiêu giáo

dục hàng năm (được sử dụng như đại diện cho nguồn nhân lực) dẫn đến làm

giảm GNP khoảng 0.006 phần trăm. Tuy nhiên mối quan hệ này không có ý

nghĩa thống kê, nhưng cũng đáng để xem xét lý do tại sao nguồn nhân lực lại

có ảnh hưởng không như mong đợi này. L.Pritchett (2000) đã lý giải ba

nguyên nhân có thể dẫn đến ảnh hưởng khác nhau của nguồn nhân lực lên

tăng trưởng kinh tế ở các nền kinh tế. Đầu tiên, đó là do các nhà uản lý có

thể có uan điểm rằng tích lũy vốn cho giáo dục sẽ làm thấp tăng trưởng kinh

tế. Thứ hai, có lẽ lợi nhuận biên của giáo dục đã giảm một cách nhanh chóng

do cung vượt uá cầu. Thứ ba, chất lượng giáo dục có thể uá thấp dẫn đến

không làm tăng kỹ năng và năng suất của người lao động. Ba điều này có thể

dẫn tới việc nguồn nhân lực (đại diện bởi chi phí giáo dục hàng năm của

chính phủ) có giá trị âm tuy rất nhỏ.

Kết quả cũng cho thấy một mối quan hệ tích cực giữa vốn và tăng trưởng

kinh tế. Điều này phù hợp với nhận định chung rằng vốn là một yếu tố quan

trọng của sản xuất do đó nó là tích cực liên uan đến tăng trưởng kinh tế. Vì

vốn là một trong những yếu tố quyết định chính của GNP, do đó, theo ước

tính nó có các tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả ở trên cũng

đã cho thấy rõ điều này, vốn có ảnh hưởng rất đáng kể đến tăng trưởng kinh

tế, cao nhất trong các biến với hệ số 0.84 , tức 1 phần trăm tăng vốn dẫn đến

tăng GNP 0.84 phần trăm, ở ý nghĩa ở mức 1 phần trăm. Mối quan hệ này

phù hợp với các lý thuyết kinh tế. Điều này cũng cho thấy sự khan hiếm vốn

ở Việt Nam.

Lực lượng lao động cho thấy tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Tác

động chỉ đứng sau vốn 0.44. Điều này có thể lý giải là do Việt Nam là một

quốc gia có lực lượng người trong độ tuổi lao động lớn. Tuy chất lượng lao

động chưa cao nhưng giá nhân công rẻ. Đây là một yếu tố thu hút các nguồn

đầu tư nước ngoài. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hameed và cộng

sự (2008), người đã tìm ra tác động tích cực của lực lượng lao động và tăng

trưởng kinh tế ở Pakistan. Trong khi Wijeweera và cộng sự (2005), cũng đã

tìm thấy cùng một kết quả cho Srilanka. Tuy nhiên kết quả này không có ý

nghĩa về mặt thống kê.

Nợ nước ngoài trong dài hạn có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế.

Một phần trăm trong thay đổi của nợ nước ngoài làm tăng 0.17 phần trăm

trong tăng trưởng kinh tế. Kết quả cũng có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 1

phần trăm. Kết quả tích cực giữa nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế tương

đồng với kết quả nghiên cứu của Abu Baker và Hassan (2008) khi phân tích

tác động của nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Malaysia. Điều này

cũng chứng tỏ Việt Nam không bị ảnh hưởng của tình trạng nhô nợ trong

giai đoạn nghiên cứu.

Trong các biến, biến vốn và biến lực lượng lao động góp phần thúc đẩy tăng

trưởng kinh tế trong nước nhiều nhất, sau đó là nợ nước ngoài trong giai

đoạn nghiên cứu. Trong khi đó nguồn nhân lực cho ra một kết quả tiêu cực

khá nhỏ và không có ý nghĩa thống kê ,kết quả của lực lượng lao động là

không có ý nghĩa thống kê còn vốn là nợ nước ngoài có ý nghĩa ở mức 1phần

trăm.

4.3 Kết quả kiểm định ngắn hạn

Phương trình kiểm tra động lực ngắn hạn có hai mục tiêu uan trọng. Thứ

nhất, kết quả này thể hiện gánh nặng nợ của một quốc gia là lâu dài, có tính

bền vững hay chỉ có tác động tạm thời. Nếu tác động này là có ý nghĩa cả

trong dài hạn và ngắn hạn thì có thể nói rằng những thay đổi này vừa trong

dài hạn vừa trong ngắn hạn. Cuối cùng, hệ số hiệu chỉnh sai số (Error

Correction Term - ECT) cung cấp thông tin về tốc độ điều chỉnh một độ lệch

từ cân bằng dài hạn. Kết quả ngắn hạn của mô hình được mô tả trong Bảng

4.9.

Bảng 4.9: Động lực trong ngắn hạn.

Independent

Coefficient

S.E

t-statistics

variable

Error Corretion Term

-1.429066

(0.44546)

-3.20806**

Log (Human capital)

0.18556

(0.11317)

1.63972

Log (Capital stock)

0.114528

(0.09755)

1.17406

Log (Labour force)

-2.057677

(0.85189)

-2.41542**

Log (External debt

as percentage of

GDP)

-0.034453

(0.07676)

-0.44882

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%

Kết quả trong ngắn hạn có sự khác biệt so với những kết quả nhận được

trong dài hạn. Kết quả chỉ ra rằng tác động của nguồn nhân lực và vốn là tích

cực trong ngắn hạn. Tuy nhiên cả hai chỉ số này đều không có ý nghĩa thống

kê. Trong khi đó, lực lượng lao động và nợ nước ngoài lại có tác động tiêu

cực lên tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm tăng trong nợ nước ngoài làm

giảm tăng trưởng kinh tế 0.03 phần trăm trong ngắn hạn,chỉ số này là khá

nhỏ và lại không có ý nghĩa thống kê. Trong bốn chỉ số thì chỉ có lực lượng

lao động là có ý nghĩa thống kê ở mức 5 phần trăm.

Trong ngắn hạn thì nguồn nhân lực cho thấy kết quả đối lập với kết quả trong

dài hạn nhưng giống như các nghiên cứu trước đây, chỉ số này thể hiện mối

quan hệ tích cực giữa nguồn nhân lực và tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm

tăng trong nguồn nhân lực làm tăng 0.18 phần trăm tăng trưởng kinh tế. Tuy

nhiên chỉ số này thì không có ý nghĩa thống kê .

Nguồn vốn vẫn cho thấy một tác động tích cực và khá lớn như đã được tìm

thấy trong dài hạn. Tuy nhiên trong ngắn hạn kết quả không có ý nghĩa về

mặt thống kê. Điều này cho thấy ảnh hưởng lớn của nguốn vốn đến tăng

trưởng kinh tế như thế nào ở Việt Nam. Đây cũng là một định hướng cho

những nhà hoạch định chính sách trong việc huy động nguồn vốn cho phát

triển kinh tế.

Kết quả về ảnh hưởng của lực lượng lao động và nợ nước ngoài có thể cho

một cái nhìn khác về ảnh hưởng của hai chỉ tiêu này đến tăng trưởng kinh tế.

hác với trong dài hạn khi mà hai chỉ số này đóng góp một phần khá lớn, lực

lượng lao động là 0. và nợ nước ngoài là 0.17 thì trong ngắn hạn, lực

lượng lao động cũng cho một hệ số âm lớn là 2.01 còn nợ nước ngoài là âm

0.03. Điều này cho thấy trong ngắn hạn Việt Nam đã xảy ra tình trạng nhô

nợ. Điều này có thể được giải thích là do khả năng uản lý nợ yếu kém của

Việt Nam.

Sau khi xác định sự tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết, sự mất cân bằng

có thể tồn tại trong ngắn hạn. Nếu mối quan hệ lâu dài giữa các biến khác

nhau tồn tại thì một uá trình sửa lỗi cũng diễn ra. Hệ số sửa lỗi cung cấp

thông tin về tốc độ điều chỉnh với cân bằng dài hạn sau một cú shock ngắn

hạn. Tốc độ của hệ số điều chỉnh được tìm ra từ mô hình. Sự điều chỉnh sai

số ECT là lớn một cách đáng kể, cho thấy sự tồn tại của cơ chế điều chỉnh sai

số và ngụ ý rằng các biến sau khi được lấy sai phân D(LY), D(LH ), D(L ),

D(LLF) và D(LEDY) hội tụ về mối quan hệ cân bằng dài hạn. Tốc độ điều

chỉnh của sai số cân bằng gợi ý rằng nếu một cú sốc được đưa vào mô hình

143% độ lệch là được hiệu chỉnh trong một năm. ECT là âm và có ý nghĩa

với giá trị thống kê t cao 3.21, xác nhận việc tìm thấy một mối quan hệ đồng

liên kết.

Hàm phản ứng đẩy

Hình 4.2 : Hàm phản ứng đẩy (IRFs)

Hàm phản ứng đẩy thể hiện phản ứng của GNP trước các cú sốc (chênh lệch

giữa kết quả thực tế với kết quả từ mô hình ) của nguồn nhân lực, vốn, lao

động cũng như nợ nước ngoài. Kết quả trong 10 năm cho thấy ảnh hưởng

của các cú sốc này khá mạnh và khá lâu dài tới tăng trưởng kinh tế.

Phân rã phương sai Cholesky

Period

S.E.

LHK

LLF

LEDY

0.03491

100

0.06027

61.5747 8.09468

11.0108

1.72932

17.5906

0.08469

39.4084 7.11014

15.5155

9.9535

28.0125

0.10759

30.0992 6.64513

14.9965

15.8622

32.397

0.13577

24.4224 6.47195

12.9508

19.3211

36.8338

0.16437

20.2416

5.6689

11.2677

23.6146

39.2072

0.19492

17.364 5.02994

10.0809

27.2509

40.2742

0.22602

15.4608 4.38107

9.19931

30.2971

40.6618

0.25743

13.9974 3.78815

8.64244

33.0583

40.5136

0.2889

12.9539 3.31469

8.30758

35.2588

40.165

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Bảng 4.10: Dự báo phân rã phương sai

Kết quả phân rã phương sai trong bảng 4.10, cho ví dụ về một năm sau khi

tác động, cú sốc có thể giải thích 17.6 phần trăm các biến động về tăng

trưởng kinh tế. Do đó, cú sốc tạm thời của nợ có thể được coi như một động

lực khá lớn của tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn. Một thực tế đáng chú ý

nữa có thể thấy được từ kết quả này đó là trong cả khoảng thời gian khá dài

biến nợ nước ngoài luôn chiếm ưu thế so với các biến còn lại trong ảnh

hưởng của nó tới tăng trưởng kinh tế. Chỉ số này không ngừng tăng từ 17.6

phần trăm cho tới 40 phần trăm.

Kiểm định nhân quả Granger.

Bảng 4.11 Kết quả kiểm định nhân quả Granger

Biến

Chi-sq

Prop.

Bậc tự do

2.74572 D(LHK) 1.39809 D(LK) 7.27884 D(LLF) D(LEDY) 3.02163 19.5743 All

2 2 2 2 8

0.2534 0.4971 0.0263 0.2207 0.0121

(Nguồn: tác giả tự tính toán)

Kết quả kiểm định nhân uả Granger nhằm kiểm định liệu có tồn tại mối

quan hệ nhân uả giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc LY hay không.

Kiểm định này được thực hiện bằng cách cố định các nhân tố khác và chỉ

xem xét tác động giữa các biến cần xem xét.Kết quả cho thấy các biến trễ

của biến độc lập có giải thích cho biến tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên chi có

biến lực lượng lao động là có ý nghĩa thống kê.

5. Kết luận

Vốn là một trong những yếu tố quan trọng cho sự tăng trưởng và phát triển

kinh tế của mỗi đất nước; trong đó vốn vay nước ngoài đã góp phần quan

trọng thúc đẩy nhanh sự phát triển kinh tế - xã hội và rút ngắn khoảng cách

ở một số nước nghèo với các nước giàu. Nhờ vốn vay nước ngoài mà một số

nước đã đạt được nhiều thành công trong phát triển kinh tế trong thập kỷ gần

đây như: Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia... Bên cạnh đó một số

nước vay nợ nước ngoài đã không có tác động thúc đẩy tăng trưởng, mà

ngược lại trở thành gánh nặng nợ và gây ra những hiểm hoạ, nguy cơ khủng

hoảng vô cùng to lớn đối với đất nước và cả dân tộc như Hy Lạp, Ai Len, Bồ

Đào Nha...

Vấn đề vay nợ nước ngoài và tác động của vay nợ nước ngoài đến tăng

trưởng kinh tế là một vấn đề hết sức nóng bỏng và uan trọng. Nhiều nhà

hoạch định chính sách coi việc này như là một trong những nguyên nhân gây

ra khủng hoảng. Việt Nam cũng như nhiều nước đang phát triển đã và đang

có chính sách sử dụng vốn nước ngoài nhằm đạt được các mục tiêu về phát

triển và tăng trưởng kinh tế cao.Tuy nhiên, khủng hoảng tài chính của các

nước đi trước đã đặt Việt Nam vào tình huống phải xem xét lại chính sách

vay nợ của mình.Làm sao để huy động được tối đa nguồn lực bên ngoài để

phát triển đất nước một cách an toàn, mà không gây khủng hoảng hoặc

gánh nặng nợ cho nền kinh tế sau này.

Nghiên cứu đã cố gắng để kiểm tra tác động dài hạn và ngắn hạn của nợ

nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong giai đoạn 1986-

2011, nghiên cứu này xem GNP như một hàm của chi phí giáo dục hàng năm

(đại diện cho nguồn nhân lực), vốn, lao động và nợ nước ngoài. Phương trình

cân bằng dài hạn được thiết lập bằng cách áp dụng kiểm định đồng liên kết

Johansen trong khi kết quả ngắn hạn đã thu được thông ua Vector hiệu

chỉnh sai số. Cuối cùng đo lường hệ số hiệu chỉnh sai số để nắm bắt tốc độ

điều chỉnh trong ngắn hạn.

Kết quả thực nghiệm cho thấy nợ nước ngoài tạo nên một tác động tiêu cực

rất nhỏ đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn với hệ số 0.03 nhưng không

có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên trong dài hạn nó lại cho thấy một hệ số tác

động tích cực khoảng 0.17 với mức ý nghĩa 1 phần trăm , điều này chỉ ra

rằng trong trường hợp của Việt Nam nợ nước ngoài đang đóng một vai trò

khá uan trọng và khuyến khích tăng trưởng kinh tế.Kết quả này phù hợp với

các phát hiện của Abu Bakar (2008) về tác động của nợ nước ngoài lên tăng

trưởng kinh tế ở Malaysia , Clements và cộng sự ( 2003) cũng như Nguyễn

Hoàng Phương (2007) tuy nhiên trái ngược với tìm thấy của Đoàn im

Thành (2008) về mối quan hệ giữa ODA với tăng trưởng kinh tế.Nợ nước

ngoài bên cạnh vốn đang là hai nhân tố đóng góp chính vào tốc độ tăng

trưởng kinh tế.Kết quả nghiên cứu cũng đã cho thấy rõ điều này, vốn có ảnh

hưởng rất đáng kể đến tăng trưởng kinh tế, cao nhất trong các biến với hệ số

0.84 trong dài hạn,tức 1 phần trăm tăng vốn dẫn đến tăng GNP 0.84 phần

trăm, ở ý nghĩa ở mức 1 phần trăm , trong ngắn hạn tác động này cũng khá

lớn 11 phần trăm ,tuy nhiên kết quả này không có ý nghĩa thống kê.Nguồn

nhân lực có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn nhưng

lại có ảnh hưởng tiêu cực tuy khá nhỏ 0.006 trong dài hạn nhưng cả hai chỉ

số này đều không có ý nghĩa thống kê. Chỉ số này thể hiện một lực lượng lao

động trình độ học vấn và năng suất cao có thể dẫn đến tăng tốc độ uá trình

tăng trưởng trong ngắn hạn. Lực lượng lao động cho thấy tác động tích cực

trong dài hạn nhưng lại có ảnh hưởng tiêu cực lớn đến tăng trưởng kinh tế

trong ngắn hạn điều này chỉ ra rằng lao động không có tay nghề có năng suất

thấp và không có khả năng làm tăng mức sản lượng trong nước. Một thông

số điều chỉnh đáng kể thu được từ phương trình đồng liên kết khẳng định

mối quan hệ lâu dài. Hệ số hiệu chỉnh sai số là 1.43 cho rằng 143 phần trăm

của bất kỳ độ lệch khỏi cân bằng dài hạn sẽ được điều chỉnh trong một năm.

Kết quả nguyên cứu này khuyến khích chính sách kinh tế trong tương lai nên

chú trọng việc gia tăng tiết kiệm trong nước và tăng kim ngạch xuất khẩu để

góp phần gia tăng nguồn vốn để có thể tăng tốc độ tăng trưởng và giảm sự

phụ thuộc của nền kinh tế vào nợ nước ngoài cái mà có thể gây ra nhiều tác

động tiêu cực như hiện tượng nhô nợ ( chưa thấy ở Việt Nam ) hay các điều

kiện ràng buộc bất lợi từ các tổ chức cho vay. Điều này là rất quan trọng để

tạo ra môi trường thuận lợi cho đầu tư và tập trung nhiều về các chính sách

nên có trên dòng đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), trong khi dòng chảy của

các khoản nợ cần được giảm thiểu.Tuy nhiên chúng ta chưa thể giảm việc

vay nợ nước ngoài một sớm một chiều và nợ nước ngoài cũng đang cho thấy

những ảnh hưởng tích cực trong dài hạn do vậy việc quản lý nợ sao cho hiệu

quả và an toàn nhất cần phải bàn đến như là :

Lựa chọn danh mục vay hợp lý, cần đảm bảo cơ cấu nợ bền vững ,

đánh giá cẩn thận từng món vay mới , đặc biệt uan tâm tới việc duy

trì cơ cấu nợ theo thời gian hợp lý.Cần phải có một chính sách giám

sát nợ chặt chẽ và chiến lược quản lý nợ phù hợp , duy trì nợ ở một

mức hợp lý để nâng cao chất sử dụng nợ nước ngoài trong tương lai.

Gia tăng dự trữ ngoại hối , đây là phương tiện để đảm bảo khả năng

thanh toán uốc tế nhằm thỏa mãn nhu cầu nhập khẩu , mở rộng đầu

tư,hợp tác kinh tế với nước ngoài ,cũng như là tấm đệm trước những

cú sốc về dòng vốn.

Đa dạng hóa và khai thác triệt để các nguồn vốn vay nước ngoài .Coi

trọng vốn vay dài hạn dưới hình thức ưu đãi của các tổ chức tài chính -

tiền tệ , đặc biệt nguồn vốn ODA .Hạn chế các khoản vay thương mại

với lãi suất cao ,thời gian ngắn.

Bên cạnh đó chúng ta cũng phải ổn định môi trường thể chế .Đây là

điều kiện tiên uyết cho tăng trưởng kinh tế .Theo hướng này trong

những năm ua Việt Nam đã tiến bộ rất nhiều,một loạt các luật và văn

bản pháp uy đã được ban hành hoặc sửa đổi nhằm cải thiện môi

trường kinh tế và tạo những điều kiện thuận lợi cho hoạt động kinh

doanh.Tuy nhiên, việc thay đổi liên tục luật lệ và chính sách kinh tế đã

gây trở ngại cho đầu tư dài hạn.Nhưng việc cấp thiết phải làm là cải

cách kinh tế sâu rộng , bao gồm đổi mới và phát triển các thể chế.Chỉ

khi xu hướng caỉ cách dài hạn được thực thi thì những đổi mới và phát

triển các thể chế mới có tác dụng.Ổn định và tăng trường là hai mặt

của tiến trình phát triển.Ổn định là cần thiết để tăng trưởng nhưng ổn

định chỉ có ý nghĩa khi nó đảm bảo cho tăng trưởng nhanh và bền

vững.Ngược lại , tăng trưởng cao được duy trì trong thời gian dài sẽ

đảm bảo ổn định.

Cải thiện môi trường đầu tư như cải cách mạnh mẽ hành chính công ,

đặc biệt lả các uy định về công chứng và thủ tục hành chính, thủ tục

hành chính, thủ tục đầu tư;cải thiện tính minh bạch của luật lệ và chính

sách đảm bảo nhất uán của văn bản pháp luật ở mọi cấp.Đầu tư hơn

nữa vào cơ sở hạ tầng kỹ thuật

Một số hạn chế của bài nghiên cứu:

Bài nghiên cứu còn một số điểm hạn chế như: Do việc tìm kiếm số liệu của

Việt Nam khá khó khăn, tác giả phải lấy số liệu trên các nguồn ngoài Việt

Nam do vậy có thể có sự khác biệt nhỏ giữa số liệu thực tế do chính phủ Việt

Nam công bố và số liệu trong nghiên cứu. Số liệu của Việt Nam về chi tiêu

của chính phủ cho giáo dục bị thiếu trong giai đoạn 1986 – 1988 do vậy tác

giả phải sử dụng tốc độ tăng trưởng trung bình từ năm 1989-2011 để tính

ngược lại cho ba năm 1986-1988 , do vậy có thể tìm thấy sự khác biệt giữa

số liệu thực tế trong giai đoạn này với số liệu mà tác giả đề cập. Thứ hai, thời

gian nghiên cứu chưa dài (26 mẫu uan sát) đây có thể là nguyên nhân dẫn

đến kết quả một số biến không có ý nghĩa thống kê, và chưa nắm bắt hết tác

động của các biến với nhau.

Kết quả nghiên cứu này hy vọng sẽ đóng góp vào nguồn tài liệu hiện có về

những nghiên cứu về ảnh hưởng của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế

như một bằng chứng thực nghiệm ở một nước đang phát triển.

6. Tài liệu tham khảo

Tiếng Anh

1. Abu Bakar, N. A. and Hassan, S., (2008).Empirical Evaluation on

External Debt of Malaysia. International Business & Economics

Research Journal, Vol 7, No 2, pp 95-108.

2. Asian Development Bank, (2013) .Key Indicators for Asia and the

Pacific 2013.

3. Adosla,W.A ,(2009).Debt Servicing and Economic Growth in Nigeria:

An Empirical Investigation. Global Journal of social sciences,

Vol.8,No.2,1-11.

4. Ahmed, M. M., (2008).External Debts, Growth and Peace in the

Sudan Some Serious Challenges Facing the Country in the Post-

Conflict Era. CHR Michelsen Institute SR 2008: 1, Sudan.

5. Ayadi, F. S. and. Ayadi, F. O., (2008).The Impact of External Debt on

Economic Growth: A Comparative Study of Nigeria and South Africa.

Journal of Sustainable Development in Africa, Vol. No. 10, No.3, pp

234-264.

6. Boopen, S., Kesseven, P. and Ramesh, D., (2007).External Debt and

Economic Growth: A Vector Error Correction Approach. International

Journal of Business Research, pp 211-233.

7. Borensztein, E., (1990).Debt overhang, debt reduction and investment:

The case of Philippines.IMF Working Paper, No. WP/90/7.

8. Cholifihani, M., (2008).A Co-integration Analysis of Public Debt

Service and GDP in Indonesia. Journal of Management and Social

Sciences, Vol. No. 4, No. 2.

9. Clements, B., Bhattacharya R. and Nguyen, T. Q., (2003).External

Debt, Public Investment, and Growth in Low-Income Countries. IMF

Working Paper. 03/249 (http://www.imf.org).

10. Cohen, D., (1993).Low Investment and Large LDC Debt in the 1980.

American Economic Review, Vol. No. 83 (3), pp 437-449.

11. Cunningham, R. T., (1993).The Effect of Debt Burden on Economic

Growth in Heavily Indebted Nation. Journal of economic

development, Vol.18 No.1.

12. Deshpande, A., (1997).The debt overhang and the disincentive to

invest. Journal of development Economics, Vol. No, 52(1), pp 169-

187.

13. Engle, R. F. and Granger, C. W. J., (1987).Co-integration and Error

Correction: Representation, Estimation and Testing. Econometrica,

Vol. No.55, pp. 251-278.

14. Granger, C. W. J. and Newbold, P., (1974).Spurious Regression in

Econometrics. Journal of Econometrics, Vol. No.2 (2), pp 111-120.

15. Hameed, A., Ashraf. H. and Chaudhry, M. A., (2008).External Debt

and its Impact on Economic Growth in Pakistan. International

Research Journal of Finance and Economics, ISSN 1450-2887 Issue

20(2008).

16. Harris, R. and Sollis, R., (2003).Applied Time Series Modelling and

Forecasting.Jhon Willey and Sons, Ltd.,Chichester, England.

17. Hasan, A. and Butt, S., (2008).Role of Trade, External Debt, Labor

Force and Education in Economic Growth Empirical Evidence from

Pakistan by using ARDL Approach.European Journal of Scientific

Research, Vol. 20 No. 4, pp 852-862.

18. Johansen,S.,(1988).Statistical Analysis of CointegrationVectos.Journal

of Economic Dynamics and Control, Vol. No. 12(2/3), pp 231-254.

19. Karagol, E., (2002).The Causality Analysis of External Debt Service

and GNP: The Case of Turkey. Central Bank Review, Vol. No. 1

(2002), pp 39-64.

20. Krugman, P., (1988).Financing vs. forgiving a debt overhang: Some

analytical issues. NBER Working Paper No. 2486 (Cambridge,

Massachusetts: National Bureau of Economic Research).

21. Lucas, R. E., (1993).On the Determinents of Direct Foreign

Investment Evidence from East and South East Asian. World

Development, Vol. 21 No 03, pp 391-406.

22. Mohamed, M. A. A., (2005).The Impacts of external debt on economic

growth: An empirical Assessment of the Sudan: 1978-2001. EASSRR,

Vol. 21, No. 2, Sudan.

23. Oleksandr, D, (2003).Non linear impact of external debt on economic

growth: The caseof post soviet countries. Unpublished M.A. thesis

National University of “ yiv- Mohyla Academy”.

24. Omet, A. M. G. and Kalaji, F., (2003).External Debt and Economic

Growth in Jordan: The Threshold Effect. International Economics,

Vol. No. 256. Issue 3, pp 337-355.

25. Patenio, J. A. S. and. Tan-Cruz, A., (2007).Economic Growth and

External Debt Servicing of the Philippines: 1981-2005. 10th National

Convention on Statistics (NCS).

26. Patillo, C., Poirson. H. and Ricci, L., (2004).What Are the Channels

Through Which External Debt Affects Growth. IMF Working paper

(http://www.imf.org).

27. Romer, P., (1986).Increasing Returns and Long Run Growth. Journal

of Political Economy, Vol. No. 94, pp 1002-1037.

28. Todaro, M. P., (1988).Economic Development in the Third World

.Fourth Edition, Longman, New York and London, pp 411.

29. Warner, A.M., (1992).Did the Debt Crisis Cause the Investment

Crisis?. Quarterly Journal of Economics, Vol. 107, No. 4, pp1161-

1186.

30. Were, M., (2001).The Impact of External Debt on Economic Growth

in Kenya.United Nation University, World Institute for Development

Economics Research, Paper No. 2001/116.

31. Wijeweera, A., Dollery. B. and Patberiya, P., (2005).Economic

Growth and External Debt Servicing: A Cointegration Analysis of Sri

Lanka, 1952 to 2002. Working Paper Series in Economics 2005-8.

Tiếng Việt

1.Quốc hội nước Cộng hòa xã hội chủ nghĩa Việt Nam , (2011).Nghị

quyết số10/2011/QH13 về về kế hoạch phát triển kinh tế-xã hội 5 năm

2011-2015.

2. Đoàn im Thành, (2008).Vốn vay ODA và khả năng trả nợ của Việt

Nam, giai đoạn 1990-2005. Hội nghị nhóm các nhà tư vấn tài trợ cho Việt

Nam, ngày /12/2008.

3.Nguyễn Hoàng Phương (2007) .Uớc lượng hiệu quả của vốn ODA đối

với tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam giai đoạn 1986-2007. Nguồn tài

chính trong nước và nước ngoài cho tăng trưởng ở Việt Nam ,Diễn đàn

Phát triển Việt Nam ,NXB Lao động xã hội ,năm 2007.

7. Phụ lục

7.1 Bảng kết quả độ trễ tối ưu

VAR Lag Order Selection Criteria

Endogenous variables: LY LHK LK LLF LEDY

Exogenous variables: C

Date: 09/29/13 Time: 18:03

Sample: 1986 2011

Included observations: 24

* indicates lag order selected by the criterion

LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

FPE: Final prediction error

AIC: Akaike information criterion

SC: Schwarz information criterion

HQ: Hannan-Quinn information criterion

LogL

FPE

AIC

35.8497 NA

5.26E-08

-2.5708

-2.3254

-2.5057

193.152

235.954

9.05E-13

-13.596

-12.123

-13.205

7.2 Bảng kết quả Trace statistic và Max-Eigen Statistic

Date: 09/29/13 Time: 23:01 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant) Series: LY LHK LK LLF LEDY Lags interval (in first differences): 1 to 2 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized

Trace

0.05

No. of CE(s)

Eigenvalue Statistic

Prob.**

0.95832 167.397 0.81394 94.3084 0.64842 55.6294 0.58579 31.5869 0.38858 11.3152

Critical Value 76.9728 54.079 35.1928 20.2618 9.16455

0 0 0.0001 0.0009 0.0193

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 * Trace test indicates 5 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized

0.05

Max- Eigen

No. of CE(s)

Eigenvalue Statistic

Prob.**

0.95832 73.0884 0.81394 38.6791 0.64842 24.0425 0.58579 20.2717 0.38858 11.3152

Critical Value 34.8059 28.5881 22.2996 15.8921 9.16455

0 0.0019 0.0283 0.0096 0.0193

None * At most 1 * At most 2 * At most 3 * At most 4 * Max-eigenvalue test indicates 5 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

7.3 Bảng kết quả kiểm định trong dài hạn

Coefficient

t-Statistic Prob.

Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 10/12/13 Time: 11:42 Sample: 1986 2011 Included observations: 26 Variable C

Std. Error 9.09598

-1.2166

-0.1337

0.8949

0.11079 0.02746 0.69254 0.03293

-0.0529 30.6158 0.64531 5.42287

0.9583 0 0.5257 0

-0.0059 0.84064 0.44691 0.17857 0.99854 0.99826 0.08298 0.14461 30.6015 1.38986

LHK LK LLF LEDY R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)

33.0123 1.99103 -1.9694 -1.7274 3592.81 0

7.4 Bảng kết quả kiểm định trong ngắn hạn

Vector Error Correction Estimates Date: 10/12/13 Time: 14:25 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq: LY(-1) LHK(-1) LK(-1) LLF(-1) LEDY(-1)

CointEq1 1 -0.3866 -0.0415 [-9.32385] -0.2629 -0.0294 [-8.92922] -1.6096 -0.3564 [-4.51637] -0.204 -0.0057 [-35.9242]

C Error Correction: CointEq1 D(LY(-1)) D(LY(-2)) D(LHK(-1)) D(LHK(-2)) D(LK(-1)) D(LK(-2)) D(LLF(-1)) D(LLF(-2)) D(LEDY(-1)) D(LEDY(-2))

-0.0235 -0.0112 [-2.10772] 15.0898 D(LY) -1.4291 -0.4455 [-3.20806] -0.0059 -0.1794 [-0.03310] -0.4547 -0.1582 [-2.87407] -0.0539 -0.1176 [-0.45860] 0.18556 -0.1132 [ 1.63972] 0.05467 -0.194 [ 0.28187] 0.11453 -0.0976 [ 1.17406] -2.2554 -1.6766 [-1.34518] -2.0577 -0.8519 [-2.41542] -0.132 -0.0793 [-1.66527] -0.0345 -0.0768 [-0.44882]

D(LHK) -0.4477 -0.9121 [-0.49085] -0.1991 -0.3674 [-0.54196] -0.8072 -0.324 [-2.49178] -0.1249 -0.2408 [-0.51895] 0.37399 -0.2317 [ 1.61402] 0.26718 -0.3972 [ 0.67273] 0.51469 -0.1997 [ 2.57684] -2.5787 -3.433 [-0.75113] -1.5358 -1.7443 [-0.88044] -0.0254 -0.1623 [-0.15634] 0.12644 -0.1572 [ 0.80443]

D(LK) -2.7835 -1.0398 [-2.67701] 0.0415 -0.4188 [ 0.09908] -0.5339 -0.3693 [-1.44560] -0.2344 -0.2745 [-0.85386] 0.13572 -0.2642 [ 0.51379] -0.5014 -0.4528 [-1.10739] 0.23785 -0.2277 [ 1.04459] -5.1568 -3.9136 [-1.31768] -2.4777 -1.9885 [-1.24603] -0.6167 -0.185 [-3.33273] -0.1689 -0.1792 [-0.94271]

D(LLF) 0.14285 -0.0778 [ 1.83513] -0.0572 -0.0314 [-1.82375] 0.05501 -0.0277 [ 1.98971] 0.01076 -0.0206 [ 0.52379] -0.0455 -0.0198 [-2.30296] 0.01231 -0.0339 [ 0.36318] 0.03374 -0.0171 [ 1.97923] 0.33416 -0.293 [ 1.14052] 0.512 -0.1489 [ 3.43939] 0.03792 -0.0139 [ 2.73747] 0.01662 -0.0134 [ 1.23864]

D(LEDY) -1.3255 -2.6012 [-0.50957] 2.0137 -1.0477 [ 1.92200] 0.65465 -0.9239 [ 0.70861] 0.01731 -0.6866 [ 0.02521] -0.1979 -0.6608 [-0.29952] -0.8068 -1.1326 [-0.71232] -1.303 -0.5696 [-2.28739] -11.052 -9.7906 [-1.12886] -12.324 -4.9746 [-2.47744] -0.0597 -0.4629 [-0.12886] -0.2775 -0.4483 [-0.61914]

0.4044 -0.1183 [ 3.41726] 0.97103 0.94207 0.01341 0.03491 33.5226 53.0091 -3.566 -2.9736 0.21957 0.14505

0.27657 -0.2423 [ 1.14136] 0.51856 0.03712 0.05622 0.07149 1.0771 36.5261 -2.1327 -1.5403 0.16565 0.07285

0.70994 -0.2762 [ 2.57010] 0.88779 0.77558 0.07305 0.08149 7.91201 33.5129 -1.8707 -1.2783 0.2513 0.17203

-0.01 -0.0207 [-0.48308] 0.958 0.91599 0.00041 0.0061 22.8077 93.1309 -7.0549 -6.4624 0.02609 0.02105

0.59411 -0.691 [ 0.85973] 0.88241 0.76483 0.45721 0.20387 7.50443 12.4226 -0.0368 0.55569 -0.0117 0.42041

1.80E-15

4.50E-17

269.686

-17.712

C R-squared Adj. R-squared Sum sq. resids S.E. equation F-statistic Log likelihood Akaike AIC Schwarz SC Mean dependent S.D. dependent Determinant resid covariance (dof adj.) Determinant resid covariance Log likelihood Akaike information criterion Schwarz criterion

-14.454

7.5 Bảng kết quả phân rã phương sai

Period

S.E.

LHK

LLF

LEDY

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

0.03491 0.06027 0.08469 0.10759 0.13577 0.16437 0.19492 0.22602 0.25743 0.2889

100 61.5747 39.4084 30.0992 24.4224 20.2416 17.364 15.4608 13.9974 12.9539

0 11.0108 15.5155 14.9965 12.9508 11.2677 10.0809 9.19931 8.64244 8.30758

0 1.72932 9.9535 15.8622 19.3211 23.6146 27.2509 30.2971 33.0583 35.2588

0 17.5906 28.0125 32.397 36.8338 39.2072 40.2742 40.6618 40.5136 40.165

0 8.09468 7.11014 6.64513 6.47195 5.6689 5.02994 4.38107 3.78815 3.31469 Cholesky Ordering: LY LHK LK LLF LEDY

7.6 Dữ liệu các biến trong mô hình

Năm

Vốn (VND)

GNP (VND)

Chi tiêu cho giáo dục (VND)

Nợ nước ngoài trên GDP (%)

1986

599,000,000,000

43%

86,399,980,000

1987

2,870,000,000,000

39%

389,200,000,000

1988

62%

2,751,600,000,000

15,420,000,000,000

1989

329%

4,110,200,000,000

28,093,000,000,000

1990

451%

39,284,000,000,000

1991

351%

1992

233%

1993

187%

1994

154%

1995

122%

1996

108%

1997

85%

1998

86%

1999

81%

2000

42%

2001

39%

2002

38%

2003

41%

2004

40%

2005

36%

2006

31%

2007

33%

2008

30%

2009

36%

Lực lượng lao động (Người) 27,400,000 28,500,000 28,500,000 28,900,000 32,720,150 33,402,890 34,072,990 34,762,580 35,466,180 36,256,470 37,143,750 38,068,980 39,162,460 40,294,840 41,283,200 42,356,670 43,341,370 44,388,460 45,399,760 46,397,990 47,369,860 48,319,140 49,288,100 50,190,070

5,272,000,000,000 11,560,000,000,000 19,498,000,000,000 34,020,000,000,000 45,483,000,000,000 62,131,000,000,000 76,450,000,000,000 88,754,000,000,000 104,875,000,000,000 110,503,000,000,000 130,771,000,000,000 150,033,000,000,000 177,983,000,000,000 217,434,000,000,000 253,686,000,000,000 298,543,000,000,000 358,629,000,000,000 493,300,000,000,000 589,746,000,000,000 632,326,000,000,000

72,620,000,000,000 106,757,000,000,000 134,913,000,000,000 174,017,000,000,000 226,391,000,000,000 267,736,000,000,000 307,875,000,000,000 354,368,000,000,000 394,614,000,000,000 435,319,000,000,000 474,855,000,000,000 527,056,000,000,000 603,688,000,000,000 701,906,000,000,000 822,432,000,010,000 953,232,000,000,000 1,109,403,971,270,970 1,436,273,818,837,660 1,580,461,000,000,000

1,093,309,282,127 1,293,728,448,043 1,530,887,302,100 1,811,520,752,500 2,143,598,312,063 2,536,550,418,833 3,001,536,244,488 3,551,760,595,841 4,202,848,908,900 6,383,828,065,500 7,395,896,521,400 9,113,281,424,800 10,437,454,374,000 11,169,896,001,600 12,546,878,392,200 13,685,499,007,200 14,948,452,849,100 17,134,012,830,000 19,786,834,989,000 23,222,223,884,000 26,869,001,856,000 31,211,673,906,000 42,101,720,679,000 46,748,253,706,000

2010

47%

2011

48%

51,140,460 51,998,590

770,211,000,000,000 887,420,000,000,000

1,898,664,000,000,000 2,415,203,539,100,000

54,334,234,176,000 69,005,600,876,000

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam - Vương Trí Hướng

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

----------  ----------

VƯƠNG TRÍ HƯỚNG

TÁC ĐỘNG C NỢ NƯỚC NGOÀI ĐẾN T NG TRƯ NG

INH TẾ VIỆT NAM

LUẬN V N THẠC SĨ INH TẾ

TP.Hồ Chí Minh - Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM

----------  ----------

VƯƠNG TRÍ HƯỚNG

TÁC ĐỘNG C NỢ NƯỚC NGOÀI ĐẾN T NG TRƯ NG

INH TẾ VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính- Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN V N THẠC SĨ INH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC:

TS NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013

LỜI C M ĐO N

Tác giả luận văn

Vương Trí Hướng

MỤC LỤC

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục bảng biểu

Danh mục đồ thị

Tóm tắt ................................................................................................................... 1

1. Giới thiệu ........................................................................................................... 3

2. Tổng quan những nghiên cứu trước đây ........................................................ 8

2.1.Một số nghiên cứu trên thế giới. .................................................................. 8

3.Mô hình và phương pháp nghiên cứu ............................................................ 20

4. Kết quả nghiên cứu ......................................................................................... 28

5. Kết luận ........................................................................................................... 53

6. Tài liệu tham khảo

7. Phụ lục

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 1.1: Tốc độ tăng của nợ nước ngoài ở một số nước Đông Nam Á ................ 4

Bảng 2.1: Bảng tóm tắt các kết quả nghiên cứu trước đây .................................... 17

Bảng 3.1: ý hiệu các biến trong mô hình. ........................................................... 23

Bảng 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến ở chuỗi gốc ................ 31

Bảng 4.2: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đợn vị ở chuỗi gốc ..................... 36

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân của các biến ... 37

Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân ........ 42

Bảng 4.5: ết uả độ trễ tối ưu ............................................................................. 42

Bảng 4.6: Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Trace)........................................... 43

Bảng 4.7: Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Max-Eigen) .................................. 44

Bảng 4.8: Phương trình cân bằng dài hạn ............................................................. 45

Bảng 4.9: Động lực trong ngắn hạn ....................................................................... 48

Bảng 4.10: Dự báo phân rã phương sai ................................................................... 51

Bảng 4.11: Kết quả kiểm định nhân uả Granger ................................................... 52

DANH MỤC Đ TH

Hình . : Nợ nước ngoài của Việt Nam trong giai đoạn 1986-2011 ...................... 5

Hình . : Đồ thị nghiệm đơn vị ............................................................................ 29

Hình . : Hàm phản ứng đẩy ................................................................................ 50

Giá trị nợ nước ngoài của Việt Nam

Biến

ADF-statistic (độ trễ)

P – value

ết luận

Biến D(LY)

ADF-statistic (độ trễ) -3.891429 (3)

P – value 0.0313**

ết luận Dừng

Eigenvalue

Prob.**

Hypothesized No. of CE(s)

Trace Statistic

0.05 Critical Value

Eigenvalue

Prob.**

Hypothesized No. of CE(s)

Max-Eigen Statistic

0.05 Critical Value

Independent

Coefficient

variable