Luận Văn Thâm Hụt Tài Khóa Và Lạm Phát Bằng Chứng.pdf

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH THÁI HOÀNG LÂM THÂM HỤT TÀI KHÓA VÀ LẠM PHÁT BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM THÔNG QUA PHƢƠNG PHÁP KIỂM ĐỊNH BIÊN LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH[.]

GIỚI THIỆU

Lý do nghiên cứu

Lạm phát là một chủ đề quan trọng trong nghiên cứu kinh tế, đặc biệt tại Việt Nam, nơi nó ảnh hưởng tích cực và tiêu cực đến tốc độ tăng trưởng Sự ổn định của lạm phát có thể khuyến khích huy động vốn, thu hút đầu tư và tăng tính linh hoạt của tỷ giá, trong khi tỷ lệ lạm phát thấp giúp thị trường hàng hóa hoạt động ổn định, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Ngược lại, lạm phát không dự đoán được có thể gây ra biến động giá trị hàng hóa, làm sai lệch các thước đo giá trị và kìm hãm sự tăng trưởng kinh tế, giảm thu nhập thực của người lao động, tăng lãi suất danh nghĩa, ảnh hưởng đến tiết kiệm và đầu tư, cũng như hạn chế thu hút đầu tư nước ngoài.

Một số nhà nghiên cứu cho rằng lạm phát là hiện tượng tiền tệ, do chính sách tiền tệ và cung tiền trong nền kinh tế gây ra Ngược lại, một số khác cho rằng lạm phát là hiện tượng tài khóa, chủ yếu bị ảnh hưởng bởi thâm hụt ngân sách và việc Chính phủ phát hành tiền để tài trợ cho thâm hụt này Lý thuyết tài chính - mức giá cho rằng nguyên nhân lạm phát là sự kết hợp của cả yếu tố tiền tệ và tài khóa Do đó, nghiên cứu này không chỉ kiểm định các nhân tố tiền tệ mà còn xem xét các nhân tố tài khóa ảnh hưởng đến lạm phát ở Việt Nam Việt Nam là môi trường lý tưởng để kiểm định mối quan hệ giữa các yếu tố vĩ mô và lạm phát, đặc biệt là giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát trong thời gian qua.

Việt Nam đang đối mặt với tình trạng thâm hụt ngân sách cao và lạm phát gia tăng Phân tích nguyên nhân lạm phát là cần thiết để Chính phủ xây dựng các chính sách phù hợp, nhằm ổn định mức sống của người lao động, thu hút đầu tư và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bền vững.

Mục tiêu nghiên cứu

Mục tiêu của nghiên cứu này là kiểm tra mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát tại Việt Nam trong giai đoạn 1995-2013, đồng thời đánh giá vai trò của các yếu tố khác ảnh hưởng đến lạm phát.

Câu hỏi nghiên cứu

Đề tài nghiên cứu đặt ra những câu hỏi như sau:

 Thâm hụt ngân sách có ảnh hưởng đến lạm phát ở Việt Nam trong dài hạn và ngắn hạn hay không?

 Ngoài thâm hụt ngân sách, còn có nhân tố nào ảnh hưởng đến lạm phát ở Việt Nam hay không?

1.4 Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

Nghiên cứu tập trung vào các chỉ số kinh tế quan trọng tại Việt Nam trong giai đoạn 1995-2013, bao gồm chỉ số giá tiêu dùng, thâm hụt ngân sách chính phủ, cung tiền, lãi suất cho vay, độ mở thương mại, tỷ giá hối đoái, giá dầu và chỉ số giá nhập khẩu theo quý.

Nhằm đánh giá tác động của thâm hụt ngân sách đến lạm phát tác giả sử dụng phương pháp phân phối trễ tự hồi quy ARDL

1.6 Ý nghĩa và kỳ vọng đóng góp của nghiên cứu

Nghiên cứu này không chỉ làm sáng tỏ mối liên hệ giữa thâm hụt ngân sách mà còn xác định các yếu tố khác ảnh hưởng đến lạm phát tại Việt Nam.

Chính phủ có khả năng áp dụng các chính sách thích hợp trong từng giai đoạn để điều chỉnh lạm phát theo mục tiêu Giảm thâm hụt ngân sách không chỉ giảm áp lực tài chính mà còn giúp Chính phủ điều tiết nền kinh tế vĩ mô hiệu quả.

Phương pháp nghiên cứu

Nhằm đánh giá tác động của thâm hụt ngân sách đến lạm phát tác giả sử dụng phương pháp phân phối trễ tự hồi quy ARDL.

Ý nghĩa và kỳ vọng đóng góp của nghiên cứu

Nghiên cứu này không chỉ làm sáng tỏ mối liên hệ giữa thâm hụt ngân sách mà còn xác định các yếu tố khác ảnh hưởng đến lạm phát tại Việt Nam.

Chính phủ có thể áp dụng các chính sách phù hợp để điều chỉnh lạm phát theo mục tiêu Giảm thâm hụt ngân sách không chỉ giảm áp lực tài chính mà còn giúp Chính phủ điều tiết nền kinh tế vĩ mô hiệu quả hơn.

Cấu trúc của bài nghiên cứu

Nghiên cứu được thực hiện với cấu trúc gồm 5 chương:

Chương 1 cung cấp cho người đọc về mục tiêu, đối tượng phạm vi nghiên cứu, và ý nghĩa hay kỳ vọng đóng góp của nghiên cứu này.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Cơ sở lý thuyết

2.1.1.1 Định nghĩa về lạm phát

Lạm phát được định nghĩa là sự gia tăng liên tục của mức giá chung theo thời gian, không chỉ là sự tăng giá của một số hàng hóa hay một nhóm hàng hóa cụ thể Điều này có nghĩa là lạm phát không phải là hiện tượng giá cả tăng lên một lần mà là một quá trình kéo dài Nếu chỉ có sự tăng giá một lần, đó chỉ là cú sốc giá chứ không phải lạm phát thực sự Để giảm thiểu tranh luận, các nhà kinh tế đã đưa ra các khái niệm rõ ràng hơn như lạm phát cơ bản (core inflation) và lạm phát cơ sở.

Lạm phát cơ bản được tính toán thông qua nhiều phương pháp thống kê khác nhau, giúp các nhà thống kê loại trừ những biến động tạm thời như cú sốc giá dầu và yếu tố thời tiết Điều này cho phép họ xác định xu hướng giá cả cơ bản và ổn định hơn.

2.1.1.2 Các nhân tố tác động đến lạm phát

Bội chi ngân sách nhà nước cao có thể dẫn đến lạm phát, vì việc bù đắp cho bội chi thông qua phát hành tiền hoặc vay nợ đều có khả năng làm tăng lạm phát.

Việc phát hành tiền trực tiếp làm tăng cung tiền tệ trên thị trường, dẫn đến lạm phát cao, đặc biệt khi thâm hụt lớn và liên tục Nếu nền kinh tế đang tăng trưởng, sự gia tăng cung tiền có thể không gây lạm phát Tuy nhiên, khi khu vực tư nhân đã thỏa mãn với lượng tiền hiện có, lãi suất thị trường giảm, làm tăng nhu cầu tiêu dùng và đầu tư, từ đó kéo theo tổng cầu tăng và giá cả tăng, gây ra lạm phát Hiện tượng này được gọi là chính phủ thu thuế lạm phát từ những người nắm giữ tiền mặt.

Việc bù đắp thâm hụt ngân sách thông qua vay nợ trong nước hoặc nước ngoài, đặc biệt là phát hành trái phiếu, có thể dẫn đến tăng lãi suất thị trường do cầu quỹ cho vay gia tăng Để hỗ trợ tăng trưởng kinh tế và giảm lãi suất, Ngân hàng trung ương cần can thiệp bằng cách mua trái phiếu, điều này có thể làm tăng lượng tiền lưu thông và gây ra lạm phát Nếu Chính phủ vay nợ từ nước ngoài, việc chuyển đổi ngoại tệ sang nội tệ qua Ngân hàng trung ương cũng sẽ làm tăng cung tiền và góp phần vào lạm phát.

Tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến lạm phát thông qua sự chuyển dịch và truyền dẫn tỷ giá Tác động này được thể hiện qua ba kênh truyền dẫn chính.

Tỷ giá ảnh hưởng đến lạm phát thông qua xuất nhập khẩu ròng Khi đồng nội tệ giảm giá so với ngoại tệ, xuất khẩu ròng tăng lên, cải thiện cán cân thương mại Sự gia tăng xuất khẩu ròng, một thành phần của tổng cầu, dẫn đến lạm phát gia tăng.

Tác động của tỷ giá tới lạm phát qua cán cân thanh toán thể hiện rõ khi tỷ giá tăng, dẫn đến xuất nhập khẩu ròng gia tăng và cải thiện cán cân thương mại Lãi suất trong nước cũng tăng, thu hút dòng vốn vào, làm tăng cán cân vốn và cải thiện cán cân thanh toán tổng thể Khi cán cân thanh toán thặng dư, dòng vốn nước ngoài gia tăng, có thể dẫn đến hai khả năng: Ngân hàng trung ương cung ứng thêm tiền để mua ngoại tệ nhằm giữ tỷ giá ổn định, từ đó có thể gây ra lạm phát do cung tiền tăng Hoặc nếu ngân hàng trung ương không can thiệp, trong trường hợp thặng dư, lượng ngoại tệ trong nền kinh tế vẫn tăng, đặc biệt ở các nước có nền kinh tế đôla hóa cao, làm tổng phương tiện thanh toán gia tăng.

Tác động của tỷ giá đến lạm phát thông qua giá hàng nhập khẩu là một kênh quan trọng Giá hàng nhập khẩu chịu ảnh hưởng từ hai yếu tố chính: giá nhập khẩu trên thị trường thế giới và tỷ giá danh nghĩa Khi tỷ giá danh nghĩa tăng, giá hàng nhập khẩu cũng sẽ tăng theo.

Khi tỷ giá tăng, hàng nhập khẩu phục vụ sản xuất sẽ làm tăng chi phí đầu vào, dẫn đến việc tăng giá sản phẩm đầu ra Đối với hàng nhập khẩu tiêu dùng, tỷ giá tăng cũng khiến giá hàng hóa tính bằng nội tệ tăng, góp phần gây ra lạm phát Ảnh hưởng của giá hàng nhập khẩu đến lạm phát sẽ rõ ràng hơn ở những quốc gia có tỷ lệ nhập khẩu/GDP lớn.

Lãi suất là một yếu tố kinh tế quan trọng, ảnh hưởng trực tiếp đến hành vi sản xuất và tiêu dùng trong xã hội Khi lãi suất tăng, sức hấp dẫn của việc giữ tiền trong hiện tại giảm, dẫn đến tổng cầu giảm và tác động tiêu cực đến lạm phát Ngược lại, khi lãi suất giảm, người tiêu dùng có xu hướng chi tiêu nhiều hơn, làm tăng giá cả hàng hóa và ảnh hưởng đến lạm phát.

Ngân hàng trung ương coi lãi suất là một công cụ quan trọng trong chính sách tiền tệ, giúp điều hành kinh tế vĩ mô và kiểm soát lạm phát theo mục tiêu đã đề ra.

Lý thuyết số lượng tiền tệ cho rằng giá trị của tiền phụ thuộc vào lượng tiền trong nền kinh tế, và sự gia tăng khối lượng tiền tệ là nguyên nhân chính gây ra lạm phát Khi chính phủ tăng cung tiền, tổng cầu về hàng hóa và dịch vụ sẽ tăng, dẫn đến sự gia tăng giá cả và gây ra lạm phát.

2.1.2 Quan điểm các trường phái kinh tế về nguyên nhân lạm phát

Giá cả hàng hoá trong nền kinh tế được xác định bởi sự cân bằng giữa tổng cung và tổng cầu Sự gia tăng liên tục của giá có thể xuất phát từ tổng cung, tổng cầu, hoặc cả hai Khi giá cả tăng do cầu tăng nhanh hơn cung, hiện tượng này được gọi là lạm phát do cầu kéo.

Lạm phát có thể xảy ra do hai nguyên nhân chính: lạm phát do cầu kéo (demand-pull inflation) và lạm phát do chi phí đẩy (cost-push inflation) Lạm phát do cầu kéo xảy ra khi nhu cầu hàng hóa tăng cao, trong khi lạm phát do chi phí đẩy xảy ra khi chi phí sản xuất tăng lên do tiền lương, lãi suất, thuế hoặc giá cả đầu vào, dẫn đến sự sụt giảm tổng cung và hàng hóa thiếu hụt, từ đó làm giá cả tăng lên.

PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Dữ liệu

Dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế (IMF), Tổng cục Thống kê (GSO) và Bộ Tài chính (MOF) trong khoảng thời gian từ quý 1 năm 1995 đến quý 4 năm 2023.

 Chỉ số giá tiêu dùng

Mức giá trong nước được xác định qua chỉ số giá tiêu dùng (CPI), phản ánh sự thay đổi trung bình theo thời gian của giá cả mà người tiêu dùng thành thị phải trả cho một giỏ hàng hóa và dịch vụ Chỉ số này được thu thập từ Tổng cục thống kê.

3.1 Chỉ số giá tiêu dùng từ Quý 1 năm 1995 tới Quý 4 năm 2013

Nguồn: Tổng cục thống kê

Thâm hụt ngân sách được xác định bằng cách lấy tổng thu của chính phủ trừ đi tổng chi của chính phủ, sau đó so với GDP Dữ liệu này được thu thập từ các nguồn như Quỹ Tiền tệ Quốc tế, Tổng cục Thống kê (GSO) và Bộ Tài chính (MOF).

Chỉ số giá tiêu dùng

3.2 Thâm hụt ngân sách từ Quý 1 năm 1995 tới Quý 4 năm 2013

Nguồn: Tổng hợp từ IMF, GSO, MOF

Lãi suất được sử dụng trong nghiên cứu này là lãi suất cho vay theo quý, với dữ liệu được cập nhật từ Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế (IMF) và đã được điều chỉnh theo mùa.

Dựa vào đồ thị trong hình 3, từ 1995 tới cuối năm 2000, lãi suất cho vay có xu hướng giảm dần từ 25.2% (1995 Q1) xuống còn 10.2% (2000 Q4); tiếp đó, từ

Từ năm 2001 đến 2007, lãi suất cho vay duy trì ổn định quanh mức 10% Tuy nhiên, từ năm 2007 trở đi, lãi suất liên tục biến động, phản ánh sự bất ổn trong chính sách tiền tệ và thị trường tài chính tại Việt Nam Đặc biệt, trong quý 3 năm 2008, lãi suất cho vay đã tăng vọt lên 20.1%.

3.3 Lãi suất cho vay từ Quý 1 năm 1995 tới Quý 4 năm 2013

Biến này thể hiện mức độ mở cửa của nền kinh tế, được đo bằng tổng kim ngạch xuất nhập khẩu, bao gồm cả xuất khẩu và nhập khẩu.

GDP Chỉ số này được tác giả tổng hợp từ Tổng cục thống kê kết hợp với nguồn từ

3.4 Độ mở cửa thương mại từ Quý 1 năm 1995 tới Quý 4 năm 2013

Nguồn: Tổng hợp từ IMF và GSO

 Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực (NEER)

Tỷ giá hối đoái là yếu tố quan trọng nhất trong việc tính toán mức độ truyền dẫn tỷ giá Do đó, tác giả cần đưa vào mô hình một biến số định lượng cho tỷ giá hối đoái chung, thay vì sử dụng các tỷ giá riêng biệt.

USD/VND, EUR/VND… Và tác giả quyết định lựa chọn chỉ số NEER (Nominal

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực (Effective Exchange Rate) được sử dụng trong mô hình, trong khi chỉ số REER (Real Effective Exchange Rate) không được áp dụng do tác giả đang đo lường tác động của biến động tỷ giá đến các chỉ số giá trong nước Tuy nhiên, REER đã bao hàm chỉ số giá hàng hóa trong nước theo công thức.

 REER: tỷ giá hối đoái thực có hiệu lực

 : Tỷ giá hối đoái của hai đồng tiền trong kỳ thứ t (niêm yết trực tiếp)

 : Chỉ số giá hàng hóa ở quốc gia đang so sánh

 : Chỉ số giá hàng hóa ở quốc gia đang tính REER

Tỷ trọng thương mại giữa quốc gia đang tính toán REER và quốc gia so sánh được xác định dựa trên tổng giá trị thương mại của quốc gia đó với tất cả các quốc gia được chọn.

Do đó tác giả sử dụng chỉ số NEER:

Dữ liệu NEER được tác giả lấy từ nguồn Datastream Một sự gia tăng của NEER thể hiện sự mất giá của VND

3.5 Tỷ giá hối đoái NEER từ Quý 1 năm 1995 tới Quý 4 năm 2013

Cung tiền được đo lường bởi M2 bởi vì M2 xuất hiện để phản ánh lượng tiền tệ tổng thể (Lown và Robinson, 2005)

3.6 Cung tiền M2 từ Quý 1 năm 1995 tới Quý 4 năm 2013

 Chỉ số giá nhập khẩu (IMP)

Là chỉ tiêu tương đối phản ánh xu hướng và mức độ biến động của giá nhập khẩu hàng hóa theo thời gian

Chỉ số giá nhập khẩu hàng hóa được tính theo công thức Laspeyres với quyền số cố định, dựa trên tỷ trọng (%) kim ngạch nhập khẩu của các nhóm ngành hàng trong tổng kim ngạch nhập khẩu của năm gốc so sánh Giá kỳ gốc được xác định là giá của năm được chọn làm gốc so sánh.

Số liệu được lấy từ nguồn Tổng cục thống kê GSO và đã được lấy logarith tự nhiên

3.7 Chỉ số giá nhập khẩu IMP từ Quý 1 năm 1995 tới Quý 4 năm 2013

Nguồn: Tổng cục thống kê

Giá dầu là yếu tố quan trọng phản ánh cú sốc cung trong nền kinh tế, ảnh hưởng trực tiếp đến giá nhập khẩu và giá tiêu dùng trong nước Giá dầu được đề cập là giá Brent của Anh, được tính bằng USD/BBL Dữ liệu được thu thập từ trang web http://thomsonreuters.com, và chuỗi số liệu này không dừng theo kiểm định.

ADF nên tác giả lấy sai phân bậc nhất logarith của giá dầu đã điều chỉnh theo mùa để thỏa mãn tính dừng của mô hình

Từ năm 2001 đến 2012, giá dầu thế giới tăng nhẹ hàng năm; tuy nhiên, giai đoạn từ 2007 đến 2012 chứng kiến sự biến động lớn và phức tạp của giá dầu do ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế toàn cầu.

Chỉ số giá nhập khẩu IMP

3.8 Giá dầu thế giới từ Quý 1 năm 1995 tới Quý 4 năm 2013

Trong nghiên cứu của Abdul Jalil, tác giả đã xem xét các biến như vay mượn của Chính phủ, vay mượn của khu vực tư và giá thu mua lúa mì Tuy nhiên, do hạn chế về dữ liệu tại Việt Nam, các biến này không được đưa vào mô hình Hơn nữa, vì lúa mì không phải là thực phẩm chính ở Việt Nam, nên biến giá thu mua lúa mì cũng không có ý nghĩa thống kê cao.

3.1 Thống kê mô tả các biến trong bài nghiên cứu

LCPI BUDGET LENDING TRADE LNEER LOIL LM2 Mean 4.68 -0.04 13.06 1276.96 0.25 13.39 12.99

LCPI BUDGET LENDING TRADE LNEER LOIL LM2 Kurtosis 2.07 3.23 4.74 2.34 1.97 1.61 1.74

Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN

Kết quả kiểm định tính dừng

Trước khi thực hiện kiểm định đồng liên kết bằng phương pháp ARDL, tác giả đã kiểm tra tính dừng của các chuỗi biến thông qua hai phương pháp ADF và Phillip Perron Kết quả kiểm tra tính dừng được tổng hợp trong bảng dưới đây.

Thống kê tau p-value Thống kê tau p-value

Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews ảng 4 2 Kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp PP iến ậc gốc ậc nhất

Thống kê tau p-value Thống kê tau p-value

Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF cho thấy biến Lending và Trade dừng ở bậc gốc, trong khi các biến khác đều dừng ở bậc 1.

Tất cả các biến đều dừng ở bậc 0 và bậc 1, cho thấy rằng các chuỗi thời gian được sử dụng trong nghiên cứu là sự kết hợp của các chuỗi I(0) và I(1) Điều này đáp ứng yêu cầu của phương pháp tiếp cận biên ARDL.

Kiểm định đồng liên kết bằng kiểm định F

Các biến đã đáp ứng điều kiện theo phương pháp kiểm định biên ARDL, do đó tác giả tiến hành hồi quy mô hình ARDL-UECM Đây chỉ là bước trung gian để cung cấp giả thuyết cho kiểm định tính đồng liên kết Vì vậy, tác giả không trình bày kết quả hồi quy trong phần này mà chỉ cung cấp bảng tổng hợp kết quả kiểm định F trong bảng 4 (kết quả hồi quy được trình bày ở phụ lục 2).

So sánh giá trị này với hai giới hạn F được tính toán bởi Pesaran (2001) Mô hình của tác giả bao gồm 3 hoặc 4 biến độc lập, tùy thuộc vào sự hiện diện của biến.

Z), do đó tác giả xem xét giá trị kiểm định F tại k=4 và k=5 Đối với phương trình 1, số biến độc lập là 3, tại mức ý nghĩa 1%, 2.5% 5% và 10% giới hạn hai biên của kiểm định (với k=4) lần lượt là (3.74, 5.06), (3.25,

Giá trị F trong phương trình 1 là 4.34, lớn hơn giới hạn trên I(1) = 4.01 tại mức ý nghĩa 5%, cho thấy có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến, chỉ ra rằng các biến này có thể có mối quan hệ trong dài hạn Đối với các phương trình 2, 3, 4, 5, với 4 biến độc lập, tại các mức ý nghĩa 1%, 2.5%, 5% và 10%, giới hạn hai biên của kiểm định (với k=5) lần lượt là (3.41, 4.68).

(2.96, 4.18), (2.62, 3.79) và (2.26, 3.35) Giá trị kiểm định F tại phương trình 2 là

4.02 lớn hơn giá trị I(1) = 3.79 ở mức ý nghĩa 5% Giá trị kiểm định F tại phương trình 3 là 4.44 lớn hơn giá trị I(1) = 4.18 ở mức ý nghĩa 2.5% Giá trị kiểm định F tại phương trình 4,5 lần lượt là 3.49 và 3.57 lớn hơn giá trị I(1) = 3.35 ở mức ý nghĩa 10%

Cả năm phương trình đều chỉ ra rằng có mối quan hệ dài hạn giữa các biến với mức ý nghĩa tối thiểu là 10% Bảng 4.3 trình bày giá trị kiểm định F cho năm phương trình.

Phương tr nh Độ trễ tối ưu Giá trị kiểm định F

Phương tr nh 1 (không có biến Z) 5 4.3411

Phương tr nh 2 (Có biến Z là giá dầu thế giới) 5 4.0277

Phương tr nh 3 (Có biến Z là tỷ giá hối đoái) 5 4.449

Phương tr nh 4 (Có biến Z là cung tiền M2 ) 5 3.4974

Phương tr nh 5 (Có biến Z là chỉ số giá nhập khẩu) 5 3.5739

Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Eviews Bảng 4 trình bày giá trị kiểm định biên cho F-statistic trong trường hợp có hệ số chặn và không có biến xu hướng theo Pesaran (2001).

Theo Pesaran (2001), tác giả đã xác định mối quan hệ đồng liên kết trong cả năm phương trình Tiếp theo, tác giả sẽ ước lượng các hệ số dài hạn và ngắn hạn để xác nhận tác động của thâm hụt ngân sách đối với lạm phát tại Việt Nam.

Các kiểm định tính vững chắc mô hình ARDL

Bước đầu tiên trong giai đoạn này là ước lượng mô hình ARDL, trong đó tác giả lựa chọn độ trễ tối ưu dựa trên các tiêu chuẩn như R², AIC và SBC.

Kết quả kiểm định tính vững chắc của mô hình, như trình bày trong bảng 4.5, cho thấy rằng mô hình của tác giả không gặp phải các lỗi về tương quan chuỗi, bỏ sót biến, dạng hàm và phương sai thay đổi, với tất cả các p-value đều lớn hơn 10%.

Phương tr nh Các kiểm định tính vững chắc

Giá trị thống kê P-value

(Có biến Z là giá dầu thế giới)

(Có biến Z là tỷ giá hối đoái)

(Có biến Z là cung tiền M2)

(Có biến Z là chỉ số giá nhập khẩu)

Phương sai thay đổi 1.1757 0.282 1.1895 0.275 Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Microfit

Kiểm định CUSUM và CUSUMSQ được sử dụng để đánh giá tính ổn định của mô hình ước lượng Biểu đồ CUSUM cho thấy tổng tích lũy phần dư đệ quy nằm trong dải cộng trừ 5% ở cả năm phương trình, chứng tỏ hàm hồi quy ổn định trong giai đoạn từ quý 1 năm 1995 đến quý 4 năm 2013 Tuy nhiên, biểu đồ cũng chỉ ra sự tồn tại của điểm gãy cấu trúc, đặc biệt là sự biến động trong năm 2008 trong phương trình.

1 Điều này có thể được giải thích là do năm 2008, Việt Nam đang trải qua thời kỳ khủng hoảng tài chính vào thời điểm này

4.1 Kết quả kiểm định CUSUM của phương trình 1

Nguồn: Tác giả tính toán từ phần mềm Microfit

4.2 Kết quả kiểm định CUSUMSQ của phương trình 1

Plot of Cumulative Sum of Recursive

The straight lines represent critical bounds at 5% significance level

Plot of Cumulative Sum of Squares of Recursive Residuals

The straight lines represent critical bounds at 5% significance level -0.5

Nguồn: Tổng hợp từ phần mềm kinh tế

4 4 Kết quả ƣớc lƣợng mô h nh dài hạn

Sau khi thực hiện các kiểm định tính vững chắc và đánh giá tính ổn định của mô hình, tác giả đã tiến hành ước lượng các hệ số dài hạn để xem xét.

Tác động của thâm hụt ngân sách đến lạm phát Việt Nam trong các năm đã được phân tích qua các mô hình dài hạn Kết quả ước lượng được trình bày trong bảng 4.6, bao gồm các yếu tố như BUDGET, LENDING, TRADE, LOIL, LNEER, LM2, LIMP và C.

(Có biến Z là giá dầu thế giới)

(Có biến Z là tỷ giá hối đoái)

(Có biến Z là cung tiền M2 )

(Có biến Z là chỉ số giá nhập khẩu)

Nghiên cứu sử dụng mô hình ARDL với dữ liệu thực tế tại Việt Nam cho thấy không có mối liên hệ dài hạn giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát trong cả năm phương trình Kết quả này có thể bị ảnh hưởng bởi nguồn dữ liệu trong 19 năm (từ 1995 đến 2013), do đó chưa phản ánh được mối quan hệ dài hạn, phù hợp với kết quả thực nghiệm của Sử Đình Thành (2012).

4 5 Kết quả ƣớc lƣợng mô h nh ngắn hạn

Tác giả không tìm thấy mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát trong dài hạn, nhưng trong ngắn hạn, sự không chắc chắn vẫn tồn tại Để làm rõ vấn đề này, tác giả đã ước lượng các hệ số ngắn hạn, xác nhận mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát tại Việt Nam Kết quả được trình bày trong các bảng từ 4.7 đến 4.11, tương ứng với năm phương trình đã đề cập, bao gồm các biến như giá dầu thế giới, tỷ giá hối đoái, cung tiền M2 và chỉ số giá nhập khẩu IMP.

Kết quả ước lượng từ phần mềm Microfit cho thấy trong ngắn hạn, lạm phát kỳ hiện tại và lạm phát kỳ trước có mối quan hệ cùng chiều với nhau ở mức ý nghĩa 10%, tức là lạm phát kỳ trước tăng sẽ dẫn đến lạm phát kỳ hiện tại tăng Ngoài ra, thâm hụt ngân sách có tác động âm tới lạm phát ở mức ý nghĩa 10%, cho thấy rằng khi thâm hụt ngân sách giảm, lạm phát cũng sẽ giảm theo.

Việt Nam càng thâm hụt ngân sách thì lạm phát sẽ tăng cao, điều này được hỗ trợ bởi các nghiên cứu của Abdul Jalil và các cộng sự (2014) cùng với Sử Đình.

Lãi suất cho vay có tác động dương đến lạm phát và có ý nghĩa thống kê, như đã được dự báo bởi hiệu ứng Fisher và xác nhận bởi Hasan (1999) Độ mở thương mại cũng ảnh hưởng tích cực đến lạm phát trong ngắn hạn với mức ý nghĩa 10% Tuy nhiên, kết quả này trái ngược với nghiên cứu của Lin và Chu (2013) cùng Catao và Terrones (2005), những người cho rằng mở cửa thương mại sẽ làm giảm lạm phát Họ lập luận rằng doanh thu từ thuế quan sẽ tăng, giảm thâm hụt tài chính và do đó giảm lạm phát Tuy nhiên, các quốc gia nhỏ không thể thu được doanh thu lớn từ thuế quan trong khi vẫn duy trì nhập khẩu cao, dẫn đến việc phụ thuộc vào mô hình tài trợ lạm phát Kết quả của tác giả về mối tương quan dương giữa độ mở thương mại và lạm phát phù hợp với kết luận của Zakariya.

Việt Nam, với vai trò là một nước nhập khẩu chủ yếu xăng dầu và sắt thép, đã chứng kiến sự gia tăng giá cả trong những năm qua, dẫn đến hiện tượng "nhập khẩu lạm phát" Nghiên cứu của Samimi et al (2012) chỉ ra rằng thương mại có mối tương quan dương với lạm phát, và mức độ mở rộng thương mại càng lớn thì lạm phát càng gia tăng.

Hệ số Ecm t-1 = -0.008 cho thấy tốc độ điều chỉnh từ sự mất cân bằng ngắn hạn về trạng thái cân bằng dài hạn Tuy nhiên, không có mối liên hệ dài hạn giữa các biến, do đó hệ số này không có ý nghĩa thống kê.

Kết quả từ phương trình 2 cho thấy lạm phát kỳ trước và lãi suất cho vay có mối quan hệ cùng chiều với lạm phát hiện tại Độ mở nền kinh tế tác động dương đến lạm phát trong nước, nhưng không có ý nghĩa thống kê Sự giảm thâm hụt ngân sách dẫn đến gia tăng lạm phát Hệ số của biến DLOIL dương, cho thấy giá dầu thế giới tăng sẽ làm lạm phát trong nước gia tăng, phù hợp với lý thuyết kinh tế Tuy nhiên, giá dầu ở Việt Nam không có mối liên hệ rõ rệt với giá dầu thế giới do sự điều tiết của Chính phủ nhằm mục tiêu lạm phát, dẫn đến hệ số này không có ý nghĩa thống kê Kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Nguyễn Thị Liên.

Theo nghiên cứu của Hoa và Trần Đặng Dũng (2013), cú sốc giá dầu có mối tương quan dương với lạm phát, nhưng tác động này không đáng kể Hệ số Ecm t-1 cũng cho thấy giá trị âm và không có ý nghĩa thống kê.

Kết quả từ phương trình 3, như trình bày trong bảng 4.9, cho thấy lạm phát kỳ trước, lãi suất cho vay và độ mở cửa nền kinh tế đều có mối quan hệ cùng chiều với lạm phát kỳ hiện tại Tuy nhiên, mối quan hệ giữa độ mở nền kinh tế và lạm phát không có ý nghĩa thống kê Thêm vào đó, sự giảm của biến thâm hụt (tăng thâm hụt ngân sách) dẫn đến sự gia tăng trong lạm phát.

Tiêu đề	Thâm hụt tài khóa và lạm phát: Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam
Tác giả	Thái Hoàng Lâm
Người hướng dẫn	TS. Nguyễn Hữu Huy Nhựt
Trường học	Trường Đại học Kinh tếTP. Hồ Chí Minh
Chuyên ngành	Kinh tế
Thể loại	Luận văn thạc sĩ
Năm xuất bản	2014
Thành phố	TP.Hồ Chí Minh

Định dạng
Số trang	95
Dung lượng	2,97 MB