mã số: 27dulieu.tailieuhoctap.vn/books/luan-van-de-tai/luan-van-de-tai-cd-dh/... · mã số: 27...

Mã số: 27

MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ LỆ LẠM

PHÁT, TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VÀ

CHI TIÊU CHÍNH PHỦ Ở VIỆT NAM

TRONG GIAI ĐOẠN 1997-2012

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu này nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát, tăng trưởng kinh

tế và chi tiêu chính phủ ở Việt Nam.

Trong nghiên cứu này, chi tiêu chính phủ được tách thành chi thường xuyên và

chi phát triển. Bài nghiên cứu được thực hiện bằng cách sử dụng chuỗi dữ liệu thời gian

trong giai đoạn 1997-2012. Các công cụ kinh tế như kiểm định nghiệm đơn vị ADF, mô

hình ARDL, kiểm định đồng liên kết và quan hệ nhân quả Granger được sử dụng để

nghiên cứu mối quan hệ đó.

Các kết quả thu được bằng cách áp dụng các công cụ kinh tế cho thấy có một mối

quan hệ dài hạn giữa tỷ lệ lạm phát, tăng trưởng kinh tế và chi tiêu chính phủ. Trong

ngắn hạn, tỷ lệ lạm phát không tác động đến tăng trưởng kinh tế nhưng chi tiêu chính

phủ thì có. Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả cho thấy có quan hệ nhân quả hai chiều

giữa tỷ lệ lạm phát và chi phát triển và có mối quan hệ nhân quả một chiều giữa tăng

trưởng kinh tế và lạm phát, giữa chi tiêu chính phủ và tăng trưởng kinh tế, giữa chi tiêu

chính phủ và tỷ lệ lạm phát.

MỤC LỤC

Chương 1. Giới thiệu....................................................................................... 5

1.1. Lý do chọn đề tài ................................................................................... 5

1.2. Câu hỏi nghiên cứu............................................................................... 5

1.3. Mục tiêu nghiên cứu ............................................................................. 5

1.4. Ý nghĩa của đề tài .................................................................................. 5

1.5. Kết cấu đề tài ......................................................................................... 6

Chương 2. Các nghiên cứu trước đây ............................................................ 6

2.1. Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế .............................. 6

2.2. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và chi tiêu chính phủ ............... 7

2.3. Mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và lạm phát ................................ 8

Chương 3. Phương pháp nghiên cứu ............................................................. 9

3.1. Dữ liệu................................................................................................... 9

3.2. Mô hình ................................................................................................. 9

3.3. Đo lường các biến ............................................................................... 10

3.4. Phương pháp phân tích dữ liệu .......................................................... 10

Chương 4. Kết quả ........................................................................................ 11

Chương 5. Kết luận ....................................................................................... 17

Tài liệu tham khảo ........................................................................................ 19

Phụ lục ........................................................................................................... 21

Phụ lục 1: Dữ liệu thu thập ....................................................................... 21

Phụ lục 2: Dữ liệu thô ............................................................................... 22

Phụ lục 3: Dữ liệu chạy mô hình ............................................................... 23

Phụ lục 4: Kiểm định nghiệm đơn vị ......................................................... 24

Phụ lục 5: Ước lượng mô hình .................................................................. 30

Phụ lục 6: Ước lượng ECM ....................................................................... 32

Phụ lục 7: Kiểm định nghiệm đơn vị phần dư ........................................... 34

Phụ lục 8: Kiểm định Breusch-Godfery Langrage Multiplier ................... 38

5

Chương 1. Giới thiệu

1.1. Lý do chọn đề tài

Lạm phát có vai trò rất quan trọng trong điều hành chính sách kinh tế của mỗi

quốc gia. Ở Việt Nam, trong những năm qua, lạm phát luôn là yếu tố căn bản tác động

đến hiệu quả điều hành chính sách kinh tế.

Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế là chủ đề nghiên cứu sâu rộng

trong vài thập kỷ qua. Tuy nhiên, chưa có nghiên cứu chính thức nào về mối quan hệ

giữa lạm phát, tăng trưởng kinh tế và chi tiêu chính phủ. Vì vậy, bài nghiên cứu này

được thực hiện để bổ sung cho các nghiên cứu trước đó về lạm phát ở Việt Nam.

1.2. Câu hỏi nghiên cứu

Bài nghiên cứu đi tìm câu trả lời cho 2 câu hỏi sau:

Thứ nhất: Tỷ lệ lạm phát và chi tiêu chính phủ có tác động đến tăng trưởng kinh

tế hay không?

Thứ hai: Giữa tỷ lệ lạm phát, tăng trưởng kinh tế và chi tiêu chính phủ có một

mối quan hệ nào hay không, nếu có thì quan hệ như thế nào?

1.3. Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu của bài nghiên cứu là bổ sung cho các nghiên cứu thực nghiệm về lạm

phát ở Việt Nam. Cụ thể là :

Đo lường mối quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát và biến tăng trưởng kinh tế;

Đo lường mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và biến tổng chi tiêu chính;

Đo lường mối quan hệ giữa biến tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát và chi tiêu

chính phủ, trong đó chi tiêu chính phủ được tách thành chi thường xuyên và chi phát

triển;

Nghiên cứu hướng của mối quan hệ nhân quả giữa tỷ lệ lạm phát, tăng trưởng

kinh tế và chi tiêu chính phủ.

1.4. Ý nghĩa của đề tài

Kết quả từ các mô hình trong bài nghiên cứu đều hữu ích cho việc đánh giá hiệu

quả của các chính sách hiện tại cũng như việc phân tích các chính sách mới về kinh tế

của đất nước.

6

1.5. Kết cấu đề tài

Bài nghiên cứu gồm có 5 chương.

Chương 1 giới thiệu về bài nghiên cứu;

Chương 2 xem xét các nghiên cứu trước đây;

Chương 3 trình bày phương pháp nghiên cứu;

Chương 4 là kết quả;

Chương 5 đưa ra một số kết luận.

Chương 2. Các nghiên cứu trước đây

2.1. Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế

Một số nghiên cứu thực nghiệm cho thấy lạm phát có thể tác động tiêu cực đến

tăng trưởng kinh tế khi nó vượt qua một ngưỡng nhất định. Fisher là người đầu tiên

nghiên cứu vấn đề này. Trong bài nghiên cứu “Vai trò của các yếu tố kinh tế vĩ mô trong

tăng trưởng kinh tế”, ông đã kết luận rằng khi lạm phát tăng ở mức độ thấp, mối quan

hệ này có thể không tồn tại, hoặc mang tính đồng biến, nhưng một khi lạm phát ở mức

cao thì mối quan hệ này là nghịch biến.

De Gregorio, 1992 nghiên cứu ảnh hưởng của lạm phát lên tăng trưởng kinh tế

bài học từ châu Mỹ Latinh. Kết quả nghiên cứu cho thấy lạm phát dai dẳng có thể làm

giảm tăng trưởng triển vọng của Đông Âu cũng như châu Mỹ Latinh. Tuy nhiên, các

thảo luận trong bài không rút ra được bài học nào về mối quan hệ giữa lạm phát và các

vấn đề về thiếu hụt và thặng dư tiền tệ. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng cho thấy việc thiết

lập một hệ thống thuế hiệu quả có thể ngăn chặn sự phụ thuộc mạnh mẽ lên thuế của

lạm phát và do đó tránh những hậu quả tiêu cực đối với tăng trưởng kinh tế. Ông cũng

đã nhấn mạnh rằng việc loại bỏ lạm phát là cần thiết nhưng không đủ điều kiện để thúc

đẩy tăng trưởng.

Barro, 1995 nghiên cứu về “Lạm phát và tăng trưởng kinh tế”. Từ những phân

tích thực nghiệm, ông phát hiện ra rằng các tác động ước tính của lạm phát đối với tăng

trưởng là tương quan âm một cách đáng kể. Do đó, có một số lý do để tin rằng các mối

quan hệ nhân quả phản ánh từ lạm phát dài hạn cao hơn để làm giảm tăng trưởng. Trong

mọi trường hợp, ảnh hưởng ước tính nhỏ của lạm phát dường như ảnh hưởng đến tăng

7

trưởng là sai lệch. Trong thời gian dài, những thay đổi này trong tốc độ tăng trưởng có

ảnh hưởng đáng kể đến mức sống.

Bruno & Easterly, 1998 đề cập các bài viết gần đó cho thấy tăng trưởng kinh tế

và lạm phát có tương quan âm, một phát hiện thường được cho là phản ánh một mối

quan hệ dài hạn. Nhưng sự tương quan giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế chỉ xuất

hiện với dữ liệu tần số cao và với các quan sát lạm phát cực lớn, không có sự tương quan

chéo giữa mức trung bình dài hạn của tăng trưởng và lạm phát. Bằng cách nghiên cứu

các cuộc khủng hoảng lạm phát cao rời rạc để làm sáng tỏ những nghịch lý thực nghiệm,

hai ông phát hiện ra rằng sự tăng trưởng kinh tế giảm mạnh trong thời gian các cuộc

khủng hoảng lạm phát cao rời rạc, sau đó phục hồi nhanh chóng và mạnh mẽ sau khi

lạm phát giảm.

Ericsson, Irons & Tryon, 2001 bằng cách thực hiện hồi quy ở nhiều quốc gia đã

đưa đến kết luận lạm phát tác động tiêu cực đến tăng trưởng sản lượng nhưng không

mạnh mẽ và không có một mối quan hệ dài hạn giữa tăng trưởng sản lượng và lạm phát.

Guerrero, 2006 trong bài nghiên cứu của mình đã kết luận rằng hướng của quan

hệ nhân quả giữa lạm phát và tăng trưởng không thể được xác định bằng cách kiểm tra

sự tương quan giữa chúng. Kết quả từ bài nghiên cứu cũng cho thấy các nước đã trải

qua siêu lạm phát có xu hướng thể hiện tỷ lệ lạm phát thấp hơn đáng kể so với các nước

mà chưa trải qua. Tuy nhiên, những kinh nghiệm này không tương quan hợp lý với các

yếu tố khác của tăng trưởng dài hạn. Hơn nữa, lạm phát có ảnh hưởng xấu đến sự phát

triển đó là quan trọng về kinh tế và khá mạnh mẽ về mặt thống kê.

2.2. Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và chi tiêu chính phủ

Mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và chi tiêu chính phủ có thể là tương quan

dương hoặc âm hoặc không có mối quan hệ phụ thuộc vào sự tác động của chi tiêu chính

phủ.

Landu, 1983 và 1985 đã đo lường mối tương quan âm giữa chi tiêu chính phủ và

tăng trưởng kinh tế và gợi ý rằng sự gia tăng chi tiêu chính phủ tương quan với sự suy

giảm trong tăng trưởng kinh tế giữa các nước phát triển.

Devarajan, Swaroop và Zou, 1996 đã đo lường mối tương quan âm giữa các

thành phần vốn của chi tiêu chính phủ và tăng trưởng kinh tế. Trong bài nghiên cứu của

mình, các ông chia chi tiêu chính phủ thành chi hiệu quả và chi không hiệu quả và cho

8

rằng những chi tiêu được coi là hiệu quả nhưng trở thành không hiệu quả nếu số lượng

chi tiêu quá lớn.

Loizidies và Vamvoukas, 2005 đã đo lường mối quan hệ nhân quả giữa quy mô

của khu vực công (tức là tỷ lệ chi tiêu chính phủ theo GNP) và thu nhập bình quân đầu

người thực tế. Kết quả của bài nghiên cứu cho thấy chi tiêu chính phủ tác động đến thu

nhập thực tế cả trong dài hạn và ngắn hạn. Trong trường hợp của Hy Lạp, sự gia tăng

sản lượng gây ra sự tăng trưởng trong chi tiêu công.

2.3. Mối quan hệ giữa chi tiêu chính phủ và lạm phát

Atesoglu, 1998; Mallik và Chowdhury, 2002 đã sử dụng chi tiêu chính phủ trong

ý nghĩa tổng hợp ở dạng hàm số của họ.

Atesoglu, 1998 nghiên cứu “Lạm phát và thu nhập thực tế”. Mối tương quan âm

giữa tỷ lệ lạm phát và thu nhập thực tế đã được tìm thấy khi chi tiêu chính phủ được kết

hợp với dấu dự kiến giữa lạm phát và thu nhập thực tế đã thay đổi. Mối tương quan

dương trong dài hạn cho rằng sự gia tăng vừa phải trong lạm phát sẽ làm tăng thu nhập

thực tế

Mallik và Chowdhury, 2002 bằng cách sử dụng phân tích đồng liên kết và mô

hình véc tơ hiệu chỉnh sai số đã tìm thấy mối quan hệ dài hạn tương quan dương giữa

lạm phát và thu nhập thực tế trong hầu hết các trường hợp. Bài nghiên cứu cũng phát

hiện ra rằng trái ngược với niềm tin của học thuyết kinh tế cổ điển mới, chi tiêu chính

phủ cũng tương quan dương với thu nhập thực tế trong dài hạn.

Bài nghiên cứu này dựa trên nghiên cứu “Lạm phát, tăng trưởng kinh tế và chi

tiêu chính phủ trong trường hợp của Pakistan: 1980-2010” của hai tác giả Muhammad

Irfan Javaid Attari và Attiya Y. Javed. Ngoài việc nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ lệ

lạm phát và tăng trưởng kinh tế, giữa tăng trưởng kinh tế và chi tiêu chính phủ như các

bài nghiên cứu trước đây, bài nghiên cứu này đo lường mối quan hệ giữa biến tăng

trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát và chi tiêu chính phủ, trong đó chi tiêu chính phủ được

tách thành chi thường xuyên và chi phát triển và nghiên cứu hướng của mối quan hệ

nhân quả giữa lạm phát, tăng trưởng kinh tế và chi tiêu chính phủ.

9

Chương 3. Phương pháp nghiên cứu

3.1. Dữ liệu

Tổng sản phẩm quốc nội thực (Y) nằm trong giai đoạn 1997-2012 được lấy từ

Tổng cục thống kê.

Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) nằm trong giai đoạn 1995-2012 được lấy từ

Worldbank.

Chi thường xuyên (GC) và chi phát triển (GD) của chính phủ nằm trong giai đoạn

1997-2012 được lấy từ Cổng thông tin điện tử của Bộ Tài chính.

3.2. Mô hình

Bài nghiên cứu nghiên cứu các mối quan hệ giống nhau giữa GDP thực, tỷ lệ lạm

phát và chi tiêu chính phủ, và thực hiện theo dạng hàm số tương tự như của Atesoglu,

1998; và Mallik và Chowdhury, 2002 như sau:

lnYt = f(∆lnPt, lnGt) (3.1)

Trong đó:

lnY = logarit tự nhiên của GDP thực

∆lnP = tỷ lệ lạm phát, bằng cách lấy sai phân bậc I của logarit tự nhiên CPI

lnG = logarit tự nhiên của chi tiêu chính phủ thực

Phương trình mô tả các mối quan hệ:

lnYt = β0 + β1∆lnPt + β2lnGt + µt (M-1)

Trong đó: β0 là hằng số, β1 và β2 là thông số độ dốc, µt là sai số hồi quy.

Nghiên cứu này tách chi tiêu chính phủ thành chi thường xuyên và chi phát triển.

Đầu tiên, hiệu ứng riêng lẻ của cả hai loại chi tiêu đã được kiểm định.

Thứ hai, hiệu ứng kết hợp của cả hai loại chi tiêu đã được thực hiện bằng cách sử

dụng cùng một phương trình (3.1).

Ba phương trình khác nhau ( là M-2, M-3 và M-4) được rút ra như sau:

lnYt = β0 + β1∆lnPt + β2lnGCt + µt (M-2)

lnYt = β0 + β1∆lnPt + β2lnGDt + µt (M-3)

lnYt = β0 + β1∆lnPt + β2lnGCt + β3lnGDt + µt (M-4)

Trong đó:

lnGC = logarit tự nhiên của chi thường xuyên thực của chính phủ

lnGD = logarit tự nhiên của chi phát triển thực của chính phủ

10

3.3. Đo lường các biến

Biến của tổng sản phẩm quốc nội thực (Y), chi tiêu chính phủ (G), chi thường

xuyên (GC) và chi phát triển (GD) tính bằng tỷ đồng.

Trong đó:

Chi tiêu chính phủ (G) = Chi thường xuyên (GC) + Chi phát triển (GD)

Tỷ lệ lạm phát (P) (%) được đo lường bằng phần trăm thay đổi của logarit tự

nhiên của chỉ số giá tiêu dùng (CPI).

Pt = (lnCPIt - lnCPIt-1) x 100%

Trong đó:

Pt là tỷ lệ lạm phát năm t

CPIt là chỉ số giá tiêu dùng năm t

CPIt-1 là chỉ số giá tiêu dùng năm t-1

Biến tỷ lệ lạm phát (∆lnPt) được tính bằng công thức: ∆lnPt = lnPt - lnPt-1

3.4. Phương pháp phân tích dữ liệu

Ở bước đầu tiên, kiểm định nghiệm đơn vị ADF đã được sử dụng để kiểm tra

xem các biến số kinh tế có dừng hay không. Kiểm định ADF bao gồm hằng số không

xu hướng ở cấp I(0) và sai phân cấp một I(1) của các biến. Độ trễ tối ưu (k) được lựa

chọn theo Tiêu chuẩn Thông tin Schwarz (SIC).

Sau khi tìm thấy tất cả các biến số kinh tế được tích phân bậc I(0) và I(1), bước

thứ hai của kiểm định đồng liên kết ARDL đã được sử dụng bởi việc lựa chọn các bậc

của độ trễ tối ưu VAR.

Sau khi hoàn tất việc lựa chọn các bậc của độ trễ tối ưu VAR, bước thứ ba của

các kiểm định đồng liên kết ARDL đã được thiết lập một mối quan hệ dài hạn (đồng

liên kết) giữa các biến thông qua thống kê F bằng cách áp dụng kiểm định Bound. Trong

giai đoạn đầu tiên, OLS được tính toán để đo lường mối quan hệ dài hạn. Ở giai đoạn

thứ hai, thống kê F đã được tính toán bằng cách áp dụng kiểm định Wald trên ước lượng

của OLS đã được tính toán ở giai đoạn đầu tiên.

Sau khi tìm được mối quan hệ dài hạn giữa các biến, bước thứ tư là ước lượng

các hệ số hồi quy trong dài hạn và ngắn hạn. Trong giai đoạn đầu tiên, các hệ số hồi quy

trong dài hạn đã được ước lượng bằng cách sử dụng kỹ thuật OLS. Như ước lượng trong

dài hạn đã được tính toán, hệ số (ECM) trong ngắn hạn đã được ước lượng trong giai

11

đoạn tiếp theo. Các kết quả ước lượng của ECM cho phép đo lường tốc độ của những

điều chỉnh cần thiết để điều chỉnh các giá trị dài hạn sau một cú sốc ngắn hạn. Sự chắc

chắn của kiểm định liên kết ARDL của đồng liên kết được kiểm tra bởi các kiểm định

nghiệm đơn vị phần dư. Kiểm định quan hệ nhân quả Granger đã được sử dụng để kiểm

tra hướng của quan hệ nhân quả giữa các biến. Nó đo lường theo 2 cách quan hệ nhân

quả giữa hai hay nhiều biến. Mô hình trải qua các kiểm định dự đoán như mối tương

quan nối tiếp và đặc điểm dạng hàm số. Để nghiên cứu mối tương quan nối tiếp, kiểm

định Breusch-Godfery Langrage Multiplier (LM) được áp dụng.

Cuối cùng, mô hình đã trải qua kiểm định tính dừng. CUSUM và CUSUMSQ

được sử dụng như là giai đoạn cuối cùng của ước lượng ARDL để kiểm tra tất cả các hệ

số trong mô hình ECM dừng hay không.

Chương 4. Kết quả

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF được thể hiện trong bảng 1:

Bảng 1: Thống kê kiểm định nghiệm đơn vị ADF

Biến Cấp F-statistics Giá trị tới hạn ở mức 1%

lnY I(0) 11.55947 -2.728252

lnG I(0) 9.616213 -2.728252

lnGC I(0) 7.141243 -2.728252

lnGD I(0) 3.927407 -2.728252

lnP I(0) 1.052473 -2.886101

I(1) -4.331902 -2.886101

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy chuỗi dữ liệu thời gian của biến lnY,

lnG, lnGC và lnGD dừng ở cấp I(0). Riêng chuỗi dữ liệu thời gian của biến lnP không

dừng ở cấp I(0) nhưng dừng cấp I(1).

Vì vậy, tất cả chuỗi thời gian của các biến số đều dừng trong trường hợp Việt

Nam. Điều này ngụ ý rằng các cú sốc là tạm thời và tác động của chúng sẽ bị loại bỏ

theo thời gian khi chuỗi hồi quy với phương sai dài hạn.

Kết quả kiểm định thống kê và tiêu chuẩn lựa chọn bậc độ trễ VAR của từng mô

hình được thể hiện trong bảng 2(a), bảng 2(b), bảng 2(c), bảng 2(d):

12

Bảng 2(a) Kiểm định thống kê và tiêu chuẩn lựa chọn bậc độ trễ VAR của mô

hình 1

Bậc LL LR FPE AIC SC HQ

0 -11.13 NA 0.002624 0.57 2.68 2.50

1 37.61 62.03* 2.12e-06* -4.66* -4.22* -4.93*

Bảng 2(b) Kiểm định thống kê và tiêu chuẩn lựa chọn bậc độ trễ VAR của mô

hình 2


0 -6.23 NA 0.001076 1.68 1.79 1.61

1 39.94 58.76* 1.39e-06* -5.08* -4.65* -5.35*

Bảng 2(c) Kiểm định thống kê và tiêu chuẩn lựa chọn bậc độ trễ VAR của mô

hình 3


0 -19.03 NA 0.011028 4.00 4.11 3.93

1 31.75 64.62* 6.15e-06* -3.59* -3.16* -3.84*

Bảng 2(d) Kiểm định thống kê và tiêu chuẩn lựa chọn bậc độ trễ VAR của mô

hình 4


0 2.33 NA 1.59e-05 0.30 0.45 0.21

1 67.16 70.72* 2.96e-09* -8.58* -7.85* -9.03*

* Các ký hiệu bậc độ trễ đã chọn theo tiêu chuẩn: LL: log likelihood; LR:log

likelihood ratio; FPE: Final prediction error; AIC: tiêu chuẩn thông tin Akaike ; SC:

tiêu chuẩn thông tin Schwarz; HQ: tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn.

Để chọn bậc độ trễ tối ưu cho VAR từ bảng 2 (a), (b), (c), (d) ở trên, điều quan

trọng là chọn bậc đủ cao để đảm bảo rằng bậc tối ưu sẽ không vượt quá nó. Từ số liệu

thống kê ở trên, VAR (1) được lựa chọn.

Kết quả kiểm định Wald được thể hiện trong bảng 3:

13

Bảng 3: Kiểm định Wald

Mô hình Giá trị kiểm định F p-value

M-1 432.309 0.000*

M-2 831.641 0.000*

M-3 77.925 0.000*

M-4 507.614 0.000*

* Thể hiện sự bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 10%

Bảng 3 cho thấy giá trị kiểm định F cho bậc của độ trễ 1 hóa ra là có ý nghĩa ở

mức 10%. Kết quả kéo theo bằng chứng rằng có một mối quan hệ dài hạn giữa các biến

số của toàn bộ mô hình.

Các kết quả của các ước lượng các hệ số hồi quy trong dài hạn được thể hiện

trong bảng 4:

Bảng 4: Các ước lượng trong dài hạn mô hình ARDL

Mô hình Ước lượng dài hạn

M-1 lnY = 2.351* – 0.006∆lnP + 0.923*lnG

M-2 lnY = 2.932* – 0.027∆lnP + 0.904*lnGC

M-3 lnY = 3.263* + 0.039∆lnP + 0.939*lnGD

M-4 lnY = 2.943* – 0.030∆lnP + 0.943*lnGC – 0.043lnGD

* Ở mức ý nghĩa 10%

Các kết quả được trình bày ở bảng 4 ở trên cho thấy rằng hệ số của tỷ lệ lạm phát

có âm có dương, tuy nhiên điều này không có ý nghĩa thống kê. Hệ số chi tiêu chính phủ

có ý nghĩa thống kê tương quan dương và điều này cũng được phát hiện trong trường

hợp của Úc, Canada, Phần Lan, New Zealand, Tây Ban Nha, Thụy Điển, Anh và Mỹ

(Atesoglu, 1998; Mallik & Chowdhury, 2002). Trong mô hình 2 và 4, hệ số của chi

thường xuyên của chính phủ có ý nghĩa thống kê. Hệ số của chi phát triển của chính phủ

có ý nghĩa thống kê trong mô hình 3 nhưng không có ý nghĩa thống kê trong mô hình 4.

14

Các kết quả ước lượng hệ số (ECM) trong ngắn hạn được thể hiện trong bảng 5:

Bảng 5: Các ước lượng ECM mô hình ARDL

Mô hình Biến phụ thuộc: ∆lnY

M-1 0.095 – 0.005∆lnP + 0.420∆lnG – 0.842ECM(-1)

M-2 0.077 – 0.029∆lnP + 0.491∆lnGC – 1.031ECM(-1)

M-3 0.183 – 0.005∆lnP – 0.120∆lnGD – 0.420ECM(-1)

M-4 0.094 – 0.037∆lnP + 0.489∆lnGC – 1.116∆lnGD – 0.973ECM(-1)

Hệ số của cơ chế hiệu chỉnh sai số (ECM) là - 0.842, - 1.031, - 0.420 và -0.973

là khá lớn và điều này cho thấy 84.2%, 103.1%, 42% và 97.3% của trạng thái mất cân

bằng trong GDP của những cú sốc năm trước điều chỉnh trở lại trạng thái cân bằng dài

hạn trong năm nay.

Sự chắc chắn của kiểm định liên kết ARDL của đồng liên kết được kiểm tra bởi

các kiểm định nghiệm đơn vị phần dư.

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị được thể hiện trong bảng 6:

Bảng 6: Thống kê kiểm định nghiệm đơn vị phần dư

Mô hình F-statistics Giá trị tới hạn ở mức 1%

M-1 -1.168003 -2.792154

M-2 -2.985853 -2.84725

M-3 -0.937389 -2.792154

M-4 -3.438999 -2.84725

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị phần dư cho thấy chỉ có phần dư ở mô hình 2

và 4 là chuỗi dừng, tức các biến trong mô hình 2 và 4 có đồng liên kết. Hay nói cách

khác, giữa lạm phát, tăng trưởng kinh tế, chi thường xuyên và chi phát triển có mối quan

hệ dài hạn.

15

Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả Granger được thể hiện trong bảng 7:

Bảng 7: Các kết quả kiểm định F quan hệ nhân quả Granger

Biến Giá trị kiểm định F p-value

lnP → lnY 1.526 0.248

lnY → lnP 4.752* 0.057*

lnG → lnY 1.196* 0.020*

lnY → lnG 0.947 0.350

lnG → lnP 5.340* 0.046*

lnP → lnG 0.011 0.921

lnGC → lnY 4.807* 0.049*

lnY → lnGC 1.001 0.335

lnGD → lnY 2.093 0.174

lnY → lnGD 0.557 0.470

lnGC → lnP 5.911* 0.038*

lnP → lnGC 3.110 0.112

lnGD → lnP 4.141* 0.072*

lnP → lnGD 6.402* 0.032*

lnGD → lnGC 23.432* 0.000*

lnGC →lnGD 0.469 0.507

* Thể hiện sự bác bỏ của giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 10%

Các kết quả kiểm định cho thấy có quan hệ nhân quả hai chiều giữa tỷ lệ lạm phát

và chi phát triển và có quan hệ nhân quả một chiều giữa GDP và tỷ lệ lạm phát; giữa

tiêu chính phủ và GDP, giữa chi tiêu chính phủ và tỷ lệ lạm phát, giữa chi thường xuyên

và GDP, giữa chi thường xuyên và tỷ lệ lạm phát, và giữa chi phát triển và chi thường

xuyên. Các kết quả kiểm định cũng cho thấy rằng không có quan hệ nhân quả có hướng

nào giữa chi phát triển và GDP. Trong trường hợp giữa tỷ lệ lạm phát và GDP, giữa

GDP và chi tiêu chính phủ, giữa tỷ lệ lạm phát và chi tiêu chính phủ, giữa GDP và chi

thường xuyên, giữa tỷ lệ lạm phát và chi thường xuyên và giữa chi thường xuyên và chi

phát triển cũng không có mối quan hệ nhân quả.

16

Kết quả kiểm định Breusch-Godfery Langrage Multiplier (LM) được thể hiện

trong bảng 8:

Bảng 8: Kiểm định Breusch-Godfery Langrage Multiplier

Mô hình Giá trị kiểm định F p-value

M-1 8.208 0.019*

M-2 0.011 0.921

M-3 8.629 0.017*

M-4 0.020 0.891

* Thể hiện sự bác bỏ của giả thuyết ở mức ý nghĩa 10%.

Kết quả kiểm định cho thấy việc chấp nhận giả thuyết H0 ở mô hình 2 và 4, tức

là không có tự tương quan, điều đó có nghĩa là số hạng nhiễu liên quan tới bất cứ một

biến nào đều không bị ảnh hưởng bởi số hạng nhiễu liên quan tới bất cứ một biến nào

khác

Các biểu đồ của thống kê CUSUM và CUSUMSQ được trình bày trong hình 1:

Hình 1: Biểu đồ của CUSUM và CUSUMQ (a) M-1; (b) M-2; (c) M-3; (d) M-4

Biểu đồ của CUSUM và CUSUMQ cho biết rằng tất cả các hệ số trong mô hình

ước lượng ECM đều dừng trong giai đoạn mẫu ở mức ý nghĩa 5%. Và tất cả các mô hình

có thể đánh giá cho việc phân tích chính sách hiệu quả của các nhà hoạch định chính

sách.

17

Chương 5. Kết luận

Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế là chủ đề nghiên cứu sâu rộng

trong vài thập kỷ qua. Bài nghiên cứu này cũng nghiên cứu mối quan hệ giữa lạm phát,

tăng trưởng kinh tế và chi tiêu chính phủ trong trường hợp của Việt Nam.

Ở bước đầu tiên, nghiệm đơn vị được kiểm định và các kết quả kiểm định cho

thấy rằng chuỗi dữ liệu thời gian là dừng.

Thứ hai, ARDL được sử dụng để đo lường các ước lượng trong dài hạn và ngắn

hạn. Hệ số dương của lạm phát được tìm thấy trong trường hợp của Việt Nam, tuy nhiên

điều này không có ý nghĩa thống kê. Mối quan hệ được ước lượng giữa thu nhập thực tế

và chi tiêu chính phủ là tương quan dương và dấu như vậy cũng được tìm thấy trong

trường hợp của Úc, Canada, Phần Lan, New Zealand, Tây Ban Nha, Thụy Điển, Anh và

Mỹ (Atesoglu, 1998; Mallik & Chowdhury, 2002).

Chi tiêu chính phủ chia thành chi thường xuyên và chi phát triển, hệ số của chi

thường xuyên có ý nghĩa thống kê; nhưng hệ số chi phát triển chỉ có ý nghĩa thống kê

trong mối quan hệ với thu nhập thực tế và tỷ lệ lạm phát, còn với thu nhập thực tế, tỷ lệ

lạm phát và chi thường xuyên lại không có ý nghĩa thống kê.

Sự chắc chắn được kiểm định bằng cách áp dụng đồng liên kết và kết quả kiểm

định chỉ ra rằng trạng thái cân bằng trong dài hạn tồn tại giữa các biến. Kiểm định quan

hệ nhân quả Granger được sử dụng để kiểm tra hướng của quan hệ nhân quả giữa các

biến của Việt Nam.

Kết quả kiểm định cho thấy rằng có quan hệ nhân quả hai chiều giữa tỷ lệ lạm

phát và chi phát triển và có quan hệ nhân quả một chiều giữa tăng trưởng kinh tế và lạm

phát, giữa chi tiêu chính phủ và tăng trưởng kinh tế, giữa chi tiêu chính phủ và tỷ lệ lạm

phát.

Các kiểm định dự đoán sai phân được sử dụng để nghiên cứu tự tương quan, kiểm

định Breusch-Godfery Langrage Multiplier được áp dụng và kết quả kiểm định cho rằng

không có tự tương quan giữa tăng trưởng kinh tế, tỷ lệ lạm phát, chi thường xuyên và

chi phát triển.

Mô hình thực hiện kiểm định tính dừng. CUSUM và CUSUMSQ được sử dụng

như là giai đoạn cuối của ước lượng ARDL và kết quả kiểm định cho thấy tất cả các

18

biến trong mô hình ECM đều dừng và có thể áp dụng cho việc phân tích chính sách hiệu

quả.

19

Tài liệu tham khảo

Muhammad Irfan Javaid Attari & Attiya Y. Javed, 2013. Inflation, economic

growth and government expenditure of Pakistan: 1980-2010, Procedia Economics and

Finance.

Atesoglu, H. S., 1998. Inflation and real income, Journal of Post Keynesian

Economics 20, p. 487.

Barro, R. J., 1995. Inflation and economic growth, Bank of England Quarterly

Bulletin, p. 166.

Bruno, M & Easterly, W., 1998. Inflation crises and long run growth, Journal of

Monetary Economics 41, 3.

Devarajan, S., Swaroop, V., Zou, H., 1996. The composition of the public

expenditure and economic growth, Journal of Monetary Economics 37, 313.

De Gregorio, J., 1992. The effects of inflation on economic growth: lessons from

Latin America, European Economic Review 36, p.417.

Ericsson, N. R., Irons, J. S., Tryon, R. W., 2001. Output and inflation in the long

run, Journal of Applied Econometrics 16, p.241.

Fischer, S., 1993. The role of macro-economic facts in growth, Journal of

Monetary Economics 32, p. 482.

Guerrero, F., 2006. Does inflation cause poor long-term growth performance?,

Japan and World Economy 18, p. 72.

Landau, D. L., 1983. Government expenditure and economic growth: a cross-

country study, Southern Economic Journal 49, p. 783.

Landau, D. L., 1985. Government expenditure and economic growth in the

developed countries: 1952-76, Public Choice 47, 459.

Loizidies, J., Vamvoukas, G., 2005. Government expenditure and economic

growth: evidence from trivariate causality testing, Journal of Applied Econometrics 8,

p. 125.

Mallik, G., Chowdhury, A., 2002. Inflation, government expenditure and real

income in the long run, Journal of Economic Studies29, p. 240.

Pesaran, M. H., Shin, Y., 1999. An autoregressive distributed lag modeling

approach to cointegration analysis. In: Storm, S. (Ed.), Econometrics and Economic

20

Theory in 20th Century: The Ranger Frisch Centennial Symposium. Cambridge

University Press, Cambridge Chapter 11.

Pesaran, M. H., Shin, Y., Smith, R. J., 2001. Bound testing approaches to the

analysis of level relationships, Journal of Applied Econometrics 16, p. 289.

21

Phụ lục

Phụ lục 1: Dữ liệu thu thập

GDP CPI

Chi thường xuyên Chi phát triển

(tỷ đồng) (tỷ đồng) (tỷ đồng)

1995 67.08039976

1996 70.88721245

1997 313,623 73.16235601 51,267 19,482

1998 361,016 78.47847769 52,905 20,514

1999 399,942 81.70951694 55,120 29,697

2000 441,646 80.31200862 70,127 29,624

2001 481,295 79.96542655 77,049 40,236

2002 535,762 83.02876481 84,216 45,218

2003 613,443 85.70219966 102,522 59,629

2004 715,307 92.35194585 121,238 66,115

2005 914,001 100 149,893 79,199

2006 1,061,565 107.3857868 180,069 88,341

2007 1,246,769 116.3028765 232,010 104,302

2008 1,616,047 143.1878173 292,374 119,462

2009 1,809,149 153.2890856 326,666 181,363

2010 2,157,828 166.8729518 434,670 172,710

2011 2,779,880 198.0406091 535,160 175,000

2012 3,245,419 216.0508501 542,000 180,000

22

Phụ lục 2: Dữ liệu thô

Y P G GC GD

1996 5.51982

1997 313,623 3.15910 70,749 51,267 19,482

1998 361,016 7.01434 73,419 52,905 20,514

1999 399,942 4.03461 84,817 55,120 29,697

2000 441,646 -1.72513 99,751 70,127 29,624

2001 481,295 -0.43248 117,285 77,049 40,236

2002 535,762 3.75927 129,434 84,216 45,218

2003 613,443 3.16914 162,151 102,522 59,629

2004 715,307 7.47283 187,353 121,238 66,115

2005 914,001 7.95634 229,092 149,893 79,199

2006 1,061,565 7.12576 268,410 180,069 88,341

2007 1,246,769 7.97700 336,312 232,010 104,302

2008 1,616,047 20.79594 411,836 292,374 119,462

2009 1,809,149 6.81684 508,029 326,666 181,363

2010 2,157,828 8.49072 607,380 434,670 172,710

2011 2,779,880 17.12394 710,160 535,160 175,000

2012 3,245,419 8.70417 722,000 542,000 180,000

23

Phụ lục 3: Dữ liệu chạy mô hình

lnY I lnP lnG lnGC lnGD

1997 12.65595 -0.55806 1.15029 11.16689 10.84480 9.87725

1998 12.79668 0.79767 1.94796 11.20394 10.87625 9.92886

1999 12.89907 -0.55305 1.39491 11.34825 10.91727 10.29880

2000 12.99826 #NUM! #NUM! 11.51043 11.15806 10.29634

2001 13.08424 #NUM! #NUM! 11.67236 11.25220 10.60252

2002 13.19145 #NUM! 1.32423 11.77093 11.34114 10.71925

2003 13.32684 -0.17077 1.15346 11.99628 11.53783 10.99590

2004 13.48047 0.85781 2.01127 12.14075 11.70551 11.09915

2005 13.72559 0.06270 2.07397 12.34188 11.91768 11.27972

2006 13.87525 -0.11025 1.96372 12.50027 12.10109 11.38896

2007 14.03607 0.11284 2.07656 12.72579 12.35454 11.55504

2008 14.29549 0.95820 3.03476 12.92838 12.58579 11.69075

2009 14.40837 -1.11536 1.91940 13.13829 12.69669 12.10826

2010 14.58461 0.21958 2.13897 13.31691 12.98234 12.05937

2011 14.83792 0.70150 2.84048 13.47325 13.19032 12.07254

2012 14.99276 -0.67668 2.16380 13.48978 13.20302 12.10071

Trong đó:

I = ∆lnPt = lnPt - lnPt-1

24

Phụ lục 4: Kiểm định nghiệm đơn vị

Null Hypothesis: LNY has a unit root

Exogenous: None

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=3)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic 11.55947 1.0000

Test critical values: 1% level -2.728252

5% level -1.966270

10% level -1.605026

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations

and may not be accurate for a sample size of 15

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(LNY)

Method: Least Squares

Date: 03/23/14 Time: 15:01

Sample (adjusted): 1998 2012

Included observations: 15 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

LNY(-1) 0.011520 0.000997 11.55947 0.0000

R-squared 0.129148 Mean dependent var 0.155787

Adjusted R-squared 0.129148 S.D. dependent var 0.056373

S.E. of regression 0.052607 Akaike info criterion -2.987611

Sum squared resid 0.038744 Schwarz criterion -2.940408

Log likelihood 23.40708 Hannan-Quinn criter. -2.988114

Durbin-Watson stat 1.871797

25

Null Hypothesis: LNG has a unit root

Exogenous: None


t-Statistic Prob.*



5% level -1.966270

10% level -1.605026





Dependent Variable: D(LNG)


Date: 03/23/14 Time: 15:02




LNG(-1) 0.012654 0.001316 9.616213 0.0000







26

Null Hypothesis: LNGC has a unit root

Exogenous: None


t-Statistic Prob.*



5% level -1.966270

10% level -1.605026





Dependent Variable: D(LNGC)


Date: 03/23/14 Time: 15:02




LNGC(-1) 0.013337 0.001868 7.141243 0.0000







27

Null Hypothesis: LNGD has a unit root

Exogenous: None


t-Statistic Prob.*



5% level -1.966270

10% level -1.605026





Dependent Variable: D(LNGD)


Date: 03/23/14 Time: 15:02




LNGD(-1) 0.013083 0.003331 3.927407 0.0015

R-squared -0.050823 Mean dependent var 0.148231

Adjusted R-squared -0.050823 S.D. dependent var 0.139568





28

Null Hypothesis: LNP has a unit root

Exogenous: None


t-Statistic Prob.*



5% level -1.995865

10% level -1.599088





Dependent Variable: D(LNP)


Date: 03/23/14 Time: 15:02




LNP(-1) 0.099247 0.094299 1.052473 0.3408

D(LNP(-1)) -0.819552 0.347796 -2.356417 0.0650

D(LNP(-2)) -0.724826 0.342813 -2.114350 0.0881



S.E. of regression 0.516138 Akaike info criterion 1.795112

Sum squared resid 1.331993 Schwarz criterion 1.824902

Log likelihood -4.180447 Hannan-Quinn criter. 1.594186


29

Null Hypothesis: D(LNP) has a unit root

Exogenous: None


t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.331902 0.0009


5% level -1.995865

10% level -1.599088





Dependent Variable: D(LNP,2)


Date: 03/23/14 Time: 15:03




D(LNP(-1)) -2.222761 0.513114 -4.331902 0.0049

D(LNP(-1),2) 0.593380 0.322105 1.842191 0.1150

R-squared 0.825897 Mean dependent var -0.191811


S.E. of regression 0.520750 Akaike info criterion 1.745224


Log likelihood -4.980896 Hannan-Quinn criter. 1.611274


30

Phụ lục 5: Ước lượng mô hình

Dependent Variable: LNY


Date: 03/22/14 Time: 09:22

Sample: 1997 2012

Included observations: 13


C 2.350938 0.391526 6.004552 0.0001

I -0.005937 0.039927 -0.148708 0.8847

LNG 0.923258 0.031399 29.40415 0.0000






F-statistic 432.3094 Durbin-Watson stat 0.855411

Prob(F-statistic) 0.000000



Date: 03/22/14 Time: 09:23

Sample: 1997 2012



C 2.932098 0.268071 10.93777 0.0000

I -0.026644 0.028876 -0.922732 0.3779

LNGC 0.903760 0.022160 40.78300 0.0000








31



Date: 03/22/14 Time: 09:23

Sample: 1997 2012



C 3.262827 0.849208 3.842201 0.0033

I 0.039454 0.091728 0.430121 0.6762

LNGD 0.938700 0.075193 12.48384 0.0000










Date: 03/22/14 Time: 09:23

Sample: 1997 2012



C 2.943261 0.281608 10.45164 0.0000

I -0.029625 0.031116 -0.952079 0.3659

LNGC 0.943366 0.103322 9.130364 0.0000

LNGD -0.043414 0.110374 -0.393334 0.7032








32

Phụ lục 6: Ước lượng ECM



Date: 03/22/14 Time: 09:30




C 0.095090 0.045782 2.076998 0.0764

D(I) -0.005075 0.018854 -0.269161 0.7956

D(LNG) 0.419743 0.252921 1.659577 0.1410

U(-1) -0.841913 0.513060 -1.640964 0.1448










Date: 03/22/14 Time: 09:31




C 0.077193 0.031388 2.459300 0.0435

D(I) -0.029028 0.017455 -1.663041 0.1403

D(LNGC) 0.490567 0.158337 3.098237 0.0174

U(-1) -1.031322 0.397911 -2.591844 0.0358









33


Date: 03/22/14 Time: 09:31




C 0.182850 0.032267 5.666878 0.0008

D(I) -0.004813 0.024400 -0.197265 0.8492

D(LNGD) -0.120116 0.178799 -0.671793 0.5233

U(-1) -0.420226 0.537760 -0.781437 0.4602










Date: 03/22/14 Time: 09:31




C 0.094135 0.036177 2.602038 0.0406

D(I) -0.037287 0.019555 -1.906799 0.1052

D(LNGC) 0.488681 0.159267 3.068308 0.0220

D(LNGD) -0.115550 0.120498 -0.958936 0.3746

U(-1) -0.973378 0.404753 -2.404869 0.0529








34

Phụ lục 7: Kiểm định nghiệm đơn vị phần dư

Null Hypothesis: DU01 has a unit root

Exogenous: None


t-Statistic Prob.*



5% level -1.977738

10% level -1.602074





Dependent Variable: D(DU01)


Date: 03/23/14 Time: 15:21




DU01(-1) -0.419481 0.359143 -1.168003 0.2699







35


Exogenous: None


t-Statistic Prob.*



5% level -1.988198

10% level -1.600140







Date: 03/23/14 Time: 15:22




DU02(-1) -1.736218 0.581481 -2.985853 0.0203

D(DU02(-1)) 0.848788 0.327521 2.591554 0.0359







36


Exogenous: None


t-Statistic Prob.*



5% level -1.977738

10% level -1.602074







Date: 03/23/14 Time: 15:24




DU03(-1) -0.248796 0.265414 -0.937389 0.3706







37


Exogenous: None


t-Statistic Prob.*



5% level -1.988198

10% level -1.600140







Date: 03/23/14 Time: 15:24




DU04(-1) -1.814362 0.527584 -3.438999 0.0109

D(DU04(-1)) 0.845422 0.283583 2.981215 0.0205







38

Phụ lục 8: Kiểm định Breusch-Godfery Langrage Multiplier

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 8.208378 Prob. F(1,9) 0.0186

Obs*R-squared 6.200986 Prob. Chi-Square(1) 0.0128

Test Equation:

Dependent Variable: RESID


Date: 03/23/14 Time: 15:26

Sample: 1997 2012


Presample and interior missing value lagged residuals set to zero.


C -0.354751 0.323128 -1.097865 0.3008

I 0.092884 0.044469 2.088762 0.0663

LNG 0.030570 0.026206 1.166529 0.2734

RESID(-1) 1.525332 0.532397 2.865027 0.0186

R-squared 0.476999 Mean dependent var 1.78E-15







39




Test Equation:



Date: 03/23/14 Time: 15:26

Sample: 1997 2012




C -0.005380 0.287233 -0.018729 0.9855

I 0.004335 0.052065 0.083265 0.9355

LNGC 0.000538 0.023926 0.022475 0.9826

RESID(-1) 0.085371 0.832089 0.102599 0.9205








40




Test Equation:



Date: 03/23/14 Time: 15:27

Sample: 1997 2012




C -0.520361 0.663671 -0.784064 0.4531

I 0.096832 0.076547 1.264989 0.2376

LNGD 0.048553 0.058996 0.822998 0.4318

RESID(-1) 1.022824 0.348199 2.937469 0.0166

R-squared 0.489470 Mean dependent var -1.08E-15







41




Test Equation:



Date: 03/23/14 Time: 15:27

Sample: 1997 2012




C 0.001366 0.298476 0.004578 0.9965

I -0.005663 0.051921 -0.109065 0.9158

LNGC -0.011622 0.136960 -0.084855 0.9345

LNGD 0.012182 0.145324 0.083829 0.9353

RESID(-1) -0.131730 0.933190 -0.141161 0.8912








mã số: 27dulieu.tailieuhoctap.vn/books/luan-van-de-tai/luan-van-de-tai-cd-dh/... · mã số: 27...

Documents