Tải bản đầy đủ
4 NGHIÊN CỨU THỰC HIỆN MỐI QUAN HỆ GIỮA CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA ĐẾN TÀI KHOẢN

4 NGHIÊN CỨU THỰC HIỆN MỐI QUAN HỆ GIỮA CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA ĐẾN TÀI KHOẢN

Tải bản đầy đủ

57

khoản vãng lai mà thực tiễn tài khoản vãng lai chịu ảnh hưởng của các biến số kinh
tế khác nữa.
Theo quan điểm của phương pháp tiếp cận các nhân tố ngắn hạn tác động
đến tài khoản vãng lai xuất hiện từ những năm 1980, Feldstein( (1992, 1994) sử
dụng đồng nhất thức kinh tế vĩ mô với quan điểm thu nhập quốc dân được sử dụng
cho mục đích đầu tư và tiết kiệm, vậy cán tài khoản vãng lai là hiệu số giữa tiết
kiệm và đầu tư. Điều này có nghĩa rằng bất cứ một sự sụt giảm nào trong tổng tiết
kiệm quốc gia sẽ dẫn đến sự sụt giảm trong tổng đầu tư quốc gia và xuất khẩu ròng.
Trong khi đó tổng tiết kiệm quốc gia luôn bằng hiệu số giữa tiết kiệm khu vực tư
nhân và thâm hụt ngân sách nên bất cứ môt sự gia tăng trong thâm hụt ngân sách
dẫn đến sự sụt giảm trong tổng tiết kiệm quốc gia nếu không có sự bù đắp bằng gia
tăng trong tiết kiệm khu vực tư nhân. Do đó bất cứ một sự gia tăng nào trong thâm
hụt ngân sách mà không được bù đắp bằng mức tiết kiệm khu vực tư nhân cao hơn
thì hoặc đầu tư khu vực tư nhân hoặc hay và xuất khẩu ròng sẽ sụt giảm. Sự sụt
giảm trong tiết kiệm thường được bù đắp bởi vay từ nước ngoài hoặc từ các dòng
vốn từ nước ngoài đưa vào nền kinh tế.
Feldstein và Horioka (1980) đã xem xét liệu rằng trong điều kiện vốn được
luân chuyển hoàn hảo thì đối với quốc gia có nền kinh tế nhỏ, mở thì nguồn vốn từ
bên ngoài tài trợ cho nhu cầu đầu tư trong nước có co giãn hoàn toàn theo tỷ suất
lợi nhuận của thị trường quốc tế. Nếu điều này xãy ra thì bất cứ sự thay đổi nào
trong tiết kiệm trong nước cũng sẽ không ảnh hưởng đến đầu tư. Điều này có nghĩa
rằng mối quan hệ tương quan của nhân tố tỷ lệ đầu tư trên GDP đến tỷ lệ tiết kiệm
trên GDP là không đáng kể. Tuy nhiên, khi Feldstein và Horika tiến hành nghiên
cứu thực nghiệm về vấn đền này với số liệu của 16 quốc gia thuộc Tổ chức hợp tác
và phát triển kinh tế với số liệu thu thập từ năm 1960 - 1974 bằng mô hình hồi quy
với mẫu dữ liệu chéo để ước lượng mức độ dao động trong ngắn hạn có dẫn đến
những tác động trong dài hạn hay không thì kết quả nhận được là bác bỏ giả thuyết
này. Do vậy rõ ràng rằng tỷ lệ tiết kiệm trên GDP có tác động nhất định đến tỷ lệ
đầu tư theo lý thuyết này. Với các nước thuộc OECD có nền kinh tế mở lớn qua

58

nghiên cứu thực nghiệm của Feldstein và Horika thì kết quả này có thể được chấp
nhận với điều kiện của nền kinh tế Việt Nam. Tuy vậy mối tương quan giữa tỷ lệ
đầu tư và tỷ lệ tiết kiệm còn bị tác động bởi các nhân tố khác như xu hướng vận
hành tự động chuyển dịch của cán cân tài khoản vãng lai và tài khoản vốn trong dài
hạn, sự thay đổi của tỷ giá hối đoái (Devereux 1996).
Do đó chúng tôi tiến hành xem xét các yếu tố có tác động đến cán cân tài
khoản vãng lai gồm: thâm hụt ngân sách, tỷ lệ đầu tư và tỷ giá hối đoái theo
phương trình hồi quy có dạng
CAD = f(FDP, INV, LREER)
Cụ thể là:
CADt = β1 + β2FDPt + β3INVt + β4LREERt + Ut

(3.1)

Trong đó:
CAD

: Thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai đo lường bằng tỷ lệ %
thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai so với GDP; giá trị
dương thể hiện thâm hụt trong tài khoản vãng lai, giá trị âm
thể hiện thặng dư trong tài khoản vãng lai – Biến phụ thuộc

FDP

: Thâm hụt ngân sách đo lường bằng tỷ lệ % thâm hụt ngân
sách so với GDP; giá trị dương thể hiện thâm hụt ngân sách,
giá trị âm thể hiện thặng dư ngân sách – Biến độc lập

INV

: Tỷ lệ đầu tư tư nhân đo lường bằng tỷ lệ % đầu tư tư nhân
so với GDP – Biến độc lập

LREER : Tỷ giá hối đoái đo lường bằng logarit cơ số tự nhiên của tỷ
giá hối đoái thực – Biến độc lập
3.4.2. Cơ sở dữ liệu
Dữ liệu sử dụng để ước lượng mô hình là chuỗi thời gian được thu thập theo
quý từ quý 4 năm 1999 đến quý 4 năm 2010.

59

Số liệu về thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai được thu thập từ dữ liệu của
IMF công bố trên các “IFM Country Report” của các năm từ 1998 đến 2010.
Số liệu về thâm hụt ngân sách được thu thập theo dữ liệu của Bộ Tài Chính
Việt Nam công bố qua các báo cáo quyết toán Ngân sách Nhà nước của các năm.
Tỷ lệ thâm hụt ngân sách được lấy theo cách tính của Việt Nam.
Số liệu về tỷ lệ đầu tư tư nhân so với GDP được thu thập từ Báo cáo tình
hình kinh tế và Niên giám thống kê công bố phát hành của Tổng Cục Thống kê Việt
Nam
Số liệu về tỷ giá hối đoái thực sử dụng trong mô hình là số liệu đã được tính
toán từ tỷ giá hối đoái VND/USD danh nghĩa được công bố bởi Ngân Hàng Nhà
nước Việt Nam điều chỉnh với số liệu lạm phát tương ứng theo từng quý. Chúng tôi
sử dụng tỷ giá của VND/USD để tính toán như là một tỷ giá đại điện cho các giao
dịch có tính chất quốc tế do đồng USD được sử dụng nhiều và chiếm tỷ trọng gần
như ưu thế trong các giao dịch hợp tác quốc tế của Việt Nam.
3.4.3. Phương pháp ước lượng
Để xác định các nhân tố ảnh hưởng đến cán cân tài khoản vãng lai trong mô
hình thực nghiệm, chúng tôi thực hiện theo các bước sau:
Bước một, thực hiện việc kiểm định tính dừng của các chuỗi thời gian sử
dụng trong mô hình thực nghiệm. Các chuỗi này gồm: Tỷ lệ thâm hụt cán cân tài
khoản vãng lai so với GDP (giá trị dương thể hiện thâm hụt trong tài khoản vãng
lai, giá trị âm thể hiện thặng dư trong tài khoản vãng lai); tỷ lệ thâm hụt ngân sách
so với GDP (giá trị dương thể hiện thâm hụt ngân sách, giá trị âm thể hiện thặng dư
ngân sách); tỷ lệ đầu tư khu vực tư nhân so với GDP và logarit cơ số tự nhiên của tỷ
giá thực của VND/USD. Nếu các chuỗi này là không dừng (hay có nghiệm đơn vị),
thì sai phân sẽ được lấy cho tới khi nó có tính dừng trước khi đưa vào mô hình thực
nghiệm. Giữa các chuỗi số không dừng có thể tồn tại mối quan hệ đồng liên kết
(mối quan hệ trong dài hạn).

60

Bước hai, chúng tôi sử dụng phương pháp phân tích đồng liên kết của Engle
– Granger (1987) và Johansen (1990) nhằm xác định khả năng tồn tại các mối quan
hệ trong dài hạn giữa các biến.
Cuối cùng, chúng tôi sẽ thực hiện khảo sát mối quan hệ động trong ngắn hạn
giữa thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai và các nhân tố đã nêu ở trên. Mô hình
ECM có thể được sử dụng nếu tồn tại các mối quan hệ trong dài hạn kể trên.
3.4.4 Kết quả ước lượng
* Kiểm định tính dừng
Để kiểm định tính dừng, chúng tôi dựa vào kiểm định nghiệm đơn vị (unit
root test) ADF (Augmented Dickey – Fuller) cho từng biến trong phương trình
(3.1). Tiêu chuẩn kiểm định ADF được áp dụng là nếu │t-Statistic│ lớn hơn │tα│
thì bác bỏ giả thuyết H0 (chuỗi không dừng – hay có nghiệm đơn vị). Xử lý tính
dừng trên phần mềm EVIEW cho kết quả ở bảng 3.7 (Xem phụ lục 1, phụ lục 2)
Bảng 3.7: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF

Biến số

Thống kê kiểm
định ADF
t-statistic

Test Critical Value
1%

5%

10%

CAD

-0.815132

-2.618579

-1.948495

-1.612135

FDP

0.267557

-2.618579

-1.948495

-1.612135

INV

-0.454794

-2.618579

-1.948495

-1.612135

LREER

1.020085

-2.619851

-1.948686

-1.612036

DCAD

-6.604155*

-2.619851

-1.948686

-1.612036

DFDP

-6.559599*

-2.619851

-1.948686

-1.612036

DINV

-6.931806*

-2.621185

-1.948886

-1.611932

DLREER

-11.24843*

-2.619851

-1.948686

-1.612036

* Bác bỏ giả thuyết H0 với mức ý nghĩa 1%
Nguồn: Tác giả tự tính

61

So sánh kết quả kiểm định tính dừng từ chương trình EVIEW với tiêu chuẩn
ADF, ta thấy các chuỗi đều không có tính dừng. Tuy nhiên sai phân bậc nhất của
các chuỗi số đều có tính dừng, do vậy sai phân bậc nhất của các chuỗi này sẽ được
sử dụng trong mô hình thực nghiệm xác định nhân tố ảnh hưởng đến cán cân tài
khoản vãng lai.
* Kiểm định tính đồng liên kết
Mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến số được dự kiến sử dụng trong mô
hình xác định nhân tố ảnh hưởng đến thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai được xem
xét qua phân tích tính đồng liên kết giữa các biến số. Nếu các biến số sử dụng trong
mô hình có một mối liên hệ nào đó với nhau theo các lý thuyết kinh tế thì trong dài
hạn chúng sẽ không đi chệch khỏi mối quan hệ này.
Để kiểm định tính đồng liên kết, chúng tôi thực hiện các bước kiểm định
theo phương pháp Engle-Granger. Trước tiên chúng tôi ước lượng mô hình hồi quy
xuất phát ban đầu, từ đó thu được phần dư. Sử dụng tiêu chuẩn ADF kiểm tra tính
dừng cho phần dư. Theo kết quả ở bảng 3.8 cho thấy có tồn tại mối quan hệ trong
dài hạn giữa các biến kể trên do khi kiểm định tính dừng của phần dư thu được từ
hàm hồi quy xuất phát có tính dừng (vì │t-Statistic│ lớn hơn │tα│ở tất cả các mức
ý nghĩa 1%, 5% và 10% tương ứng │-2.628321│ lớn hơn │-2.628321│, │1.948495│và │-1.612135│)
Bảng 3.8: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF
Kiểm định nghiệm đơn vị ADF đối với phần dư
Null Hypothesis: E has a unit root
Exogenous: None
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic

Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic

-2.628321

0.0097

Test critical values:

1% level

-2.618579

5% level

-1.948495

10% level

-1.612135

62

Kiểm định bằng phương pháp Johasen cũng cho kết quả là tồn tại các mối
liên hệ đồng liên kết giữa các biến phụ thuộc CAD với các biến độc lập của mô
hình đang xét
Bảng 3.9: Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen
Date: 04/24/11 Time: 11:35
Sample (adjusted): 2000Q3 2010Q4
Included observations: 42 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend (restricted)
Series: CAD FDP INV LREER
Lags interval (in first differences): 1 to 2
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized
No. of CE(s)

Eigenvalue

Trace
Statistic

0.05
Critical Value

Prob.**

None*
At most 1
At most 2
At most 3

0.567820
0.330310
0.177911
0.069994

64.34968
28.11529
11.27581
3.047715

63.87610
42.91525
25.87211
12.51798

0.0223
0.6152
0.8590
0.8708

Trace test indicates no cointegration 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
No. of CE(s)
None *
At most 1
At most 2
At most 3

Eigenvalue

Max-Eigen
Statistic

0.05
Critical Value

Prob.**

0.567820
0.330310
0.177911
0.069994

35.23440
16.83947
8.228099
3.047715

32.11832
25.82321
19.38704
12.51798

0.0201
0.4713
0.8006
0.8708

Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Kết quả trong bảng 3.9 cho thấy cả hai kiểm định mà Johansen và Juselius
đưa ra (1990) là kiểm định vết của ma trận (trace) và kiểm định giá trị riêng cực đại
của ma trận (maximal eigenvalue) đều bác bỏ giả thuyết không tồn tại vectơ đồng
liên kết và khẳng định là có í nhất một vectơ đồng liên kết. Như vậy có thể kết luận

63

rằng giữa các biến thâm hụt tài khoản vãng lai, thâm hụt ngân sách, tỷ lệ đầu tư của
khu vực tư nhân và tỷ giá VND/USD thực trong mô hình thực nghiệm xem xét tác
động của các nhân tố đếm thâm hụt tài khoản vãng lai có quan hệ đồng liên kết. Do
vậy các biến này có mối tác động với nhau không chỉ trong ngắn hạn mà cả trong
dài hạn.
Dựa trên kết quả ước lượng đồng liên kết ta có hàm biểu diễn mối quan hệ
trong dài hạn của các nhân tố tác động đến cán cân tài khoản vãng lai như sau trong
đó giá trị ghi trong ngoặc tròn là sai số chuẩn và giá trị ghi trong ngoặc vuông là giá
trị thống kê t : (Xem phụ lục 3)
CAD = 12,803 FDP + 0,755 INV - 3,262 LREER + 12,909
(2,60374)

(0,45830)

(0,66186)

[4,91748]

[1,64766]

[-4,92789]

(3.2)

* Phân tích ý nghĩa của các hệ số
Theo kết quả, hệ số phản ánh mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách đối với
thâm hụt tài khoản vãng lai là 12,803, nghĩa là nếu tỷ lệ đầu tư tư nhân so với GDP
(INV) so với GDP không đổi và tỷ giá USD/VND không biến động, thì khi thâm
hụt ngân sách (FDP) tăng (hay giảm) 1% so với GDP làm thâm hụt trong tài khoản
vãng lai tăng (giảm) 12,8% so với GDP;
Nếu thâm hụt ngân sách (FDP) không đổi và tỷ giá USD/VND không biến
động, thì khi tỷ lệ đầu tư khu vực tư nhân so với GDP (INV) tăng (hay giảm) 1%
thì thâm hụt trong tài khoản vãng lai tăng (giảm) 0,76% so với GDP;
Nếu thâm hụt ngân sách FDP và tỷ lệ đầu tư tư nhân so với GDP (INV)
không đổi, thì khi tỷ giá VND/USD biến động theo xu hướng tăng 1% thì thâm hụt
tài khoản vãng lai có xu hướng biến động giảm 3,26% so với GDP và ngược lại khi
tỷ giá VND/USD giảm 1%, thâm hụt của cán cân tài khoản vãng lai sẽ tăng 3,26%
so với GDP.
Trong các nhân tố kể trên thâm hụt ngân sách có tác động lớn nhất đến thâm
hụt tài khoản vãng lai.

64

* Kiểm định tính ngoại sinh yếu
Để xác định các mối quan hệ giữa các nhân tố trong ngắn hạn, cần thiết
phải kiểm định tính ngoại sinh yếu của các biến. Khi kiểm định đồng liên kết cho
thấy có ít nhất một véctơ đồng liên kết nên kiểm định tính ngoại sinh yếu được thực
hiện với giả định là rank (r) = 1. Nếu một biến mà được gọi là ngoại sinh yếu thì
thống kê kiểm định sẽ có phân khối Khi-bình phương hỗn hợp với bậc tự do
1(χ2(1)); Giả thiết H0 của kiểm định này là tồn tại tính ngoại sinh yếu. Nếu giả thiết
H0 bị bác bỏ thì những bất cân bằng trong quan hệ đồng liên kết sẽ không được
phản ánh vào biến đó nhưng bất kỳ sự bất cân bằng nào xảy ra của biến này thì
cũng vẫn có tác động tới quan hệ đồng liên kết. Kết quả kiểm định cho thấy tất cả
các biến không phải là ngoại sinh. (Xem phụ lục 4)
Do vậy mô hình ước lượng các nhân tố quyết định đến thâm hụt cán cân tài
khoản vãng lai trong ngắn hạn dựa trên phương (3.1) như sau
k

k

k

DCAD = β 0 + ∑ β1i DCADt − i + ∑ β 2 i DFDPt − i + ∑ β 3i DINVt − i
i =1

i =1

i =1

k

m

i =1

j =1

+ ∑ β 4 i DLREERt − i +α j ∑ ecm j ,t −1

(3.3)

Trong đó D chỉ sai phân phân bậc một thâm hụt cán cân tài khoản vãng lai
(CAD), thâm hụt tài khoản vãng lai (FDP), tỷ lệ đầu tư của khu vực tư nhân tính
trên GDP (DINV), logarit của tỉ giá VND/USD (LREER), và ecm là cơ chế điều
chỉnh sai số. Nếu các tham số αi của các cơ chế tự điều chỉnh ecmj có ý nghĩa
thống kê thì phương trình này hàm ý sự biến động thâm hụt của tài khoản vãng lai
không chỉ phụ thuộc vào các nhân tố như hàm ý trong phương trình (3.1) mà còn
phụ thuộc vào mức độ biến động của các nhân tố đó theo thời gian.
Ước lượng phương trình (3.3) theo phương pháp truyền thống ta có kết quả
sau với độ trễ sử dụng tối đa của các biến là 8 (tương đương với 2 năm). Những
tham số thống kê không có ý nghĩa sẽ được loại ra dần khỏi mô hình ta có kết quả
như sau: (Xem phụ lục 5)

65

Bảng 3.10 : Kết quả ước lượng các nhân tố ảnh hưởng
đến thâm hụt tài khoản vãng lai trong ngắn hạn
Dependent Variable: DCAD
Method: Least Squares
Date: 04/25/11 Time: 18:43
Sample (adjusted): 2002Q1 2010Q4
Included observations: 36 after adjustments
Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

DCAD(-1)
DCAD(-8)
DFDP(-2)
DINV(-8)
DLREER(-3)

0.438281
-0.475004
2.598095
-0.370785
-0.610188

0.346243
0.178669
1.248431
0.258879
0.229817

1.265818
-2.658570
-2.081089
-1.432268
2.655102

0.0429
0.0064
0.0289
0.0024
0.0067

R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
Durbin-Watson stat

0.967469
0.620474
0.012580
0.000475
151.1704
1.595780

Mean dependent var
S.D. dependent var
Akaike info criterion
Schwarz criterion
F-statistic
Prob(F-statistic)

0.002531
0.020420
-6.565022
-5.113463
6.788132
0.002161

Kết quả từ bảng 3.10 cho thấy rằng trong ngắn hạn:
-

Thâm hụt tài khoản vãng lai ở quý trước có ảnh hưởng thâm hụt tài
khoản vãng lai ở quý này với xu hướng cùng chiều. Nếu thâm hụt quý
trước tăng (giảm) 1% thì sẽ làm tăng (giảm) tỷ lệ thâm hụt cán cân tài
khoản vãng lai 0,44%.

-

Thâm hụt tài khoản vãng lai ở độ trễ thứ 8 cũng có tương tương quan
với thâm hụt tài khoản vãng lai ở hiện tại nhưng theo chiều ngược lại.
Điều này cho thấy khoảng hai năm sau khi có sự gia tăng của thâm hụt
tài khoản vãng lai thì tài khoản vãng lai thường có xu hướng giảm thâm
hụt khi những chính sách kiềm chế thâm hụt tài khoản vãng lai phát
huy tác dụng.

-

Thâm hụt tài khoản vãng lai ở kỳ này chịu ảnh hưởng thâm hụt tài
khoản ngân sách trước đó hai quý này với xu hướng cùng chiều. Điều

66

này có nghĩa khoảng 6 tháng sau khi thâm hụt ngân sách tăng (giảm) thì
thâm hụt tài khoản vãng lai sẽ tăng (giảm) khi các chính sách tài khóa
mở rộng đã tác động đến nhu cầu đầu tư, tiêu dùng trong nước có xu
hướng sử dụng hàng hóa nhập khẩu.
-

Tỷ lệ đầu tư tư nhân trên GDP ở độ trễ thứ 8 cũng có tương tương quan
với thâm hụt tài khoản vãng lai ở hiện tại nhưng theo chiều ngược lại.
Điều này cho thấy khoảng hai năm sau khi có sự gia tăng của đầu tư
khu vực tư nhân thì thâm hụt tài khoản vãng lai thường có xu hướng
giảm khi những kết quả của đầu tư phát huy hiệu quả tăng nguồn thu
cho ngân sách, hay phát huy được hiệu quả đầu tư trong việc giảm nhu
cầu nhập khẩu hay hoặc và tăng nhu cầu xuất khẩu.

-

Tỷ giá VND/USD ở độ trễ thứ 3 cũng có tương tương quan ngược
hướng với thâm hụt tài khoản vãng lai ở hiện tại. Điều này cho thấy
khoảng chín tháng sau khi có sự tăng tỷ giá VND/USD thì thâm hụt tài
khoản vãng lai thường có xu hướng giảm. Điều này có thể xác định
được là tỷ giá tăng làm sức cạnh tranh của hàng trong nước tăng dẫn
đến xuất khẩu có khuynh hướng tăng và nhập khẩu có khuynh hướng
giảm, nhu cầu nhập khẩu giảm và nhu cầu xuất khẩu cao do giá các mặt
hàng trong nước có xu hướng giảm nhưng cán cân tài khoảng chỉ chịu
tác động khi các hợp đồng xuất khẩu hoàn tất. Thường đây cũng chính
là chu kỳ trung bình cho các doanh nghiệp Việt Nam hoàn tất các hoạt
động thương mại quốc tế.

* Kiểm định sau ước lượng
Khi xem xét đồ thị phần dư của véctơ đồng liên kết (hình 3.6) là một vectơ
đồng liên kết. Đồng thời khi kiểm định phần dư nhận được từ ước lượng của
phương trình hồi quy đồng liên kết theo phương pháp Johasen cho kết quả là các
chuỗi dừng nên ước lượng từ mô hình về mối tác động của các nhân tố thâm hụt

67

ngân sách, tỷ lệ đầu tư trên GDP và tỷ giá VND/USD ở phường trình 3.2 là thích
hợp. (Xem phụ lục 6)
Hình 3.6: Đồ thị véc tơ đồng liên kết cho CAD
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
00

01

02

03

04

05

06

07

08

09

10

COINTEQ01

Với R2 = 0,54689 cho thấy độ tin cậy của mô hình chấp nhận được và cho
biết các biến: thâm hụt ngân sách (FDP), đầu tư khu vực tư nhân (INV) và tỷ giá
thực VND/USD (LREER) giải thích 54,66% sự thay đổi của sự thâm hụt trong tài
khoản vãng lai (CAD).
Ý nghĩa kinh tế của mô hình có thể đươc giải thích như sau:
Chính sách tài khóa
Chính sách tài khóa là một biến số có ảnh hưởng đến diễn biến cán cân tài
khoản vãng lai. Thâm hụt ngân sách giảm đi làm cho cán cân tài khoản vãng lai
được cải thiện. Ngược lại, chính sách tài khóa mở rộng làm tăng thâm hụt ngân
sách. Điều này có thể hiểu là Chính phủ đã thực thi các chính sách nhằm gia tăng
chi tiêu hay và hoặc giảm thu từ thuế .... sẽ làm cho nhu cầu tiêu dùng, đầu tư cao