Tải bản đầy đủ - 105 (trang)
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 - 105trang

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



Tài liệu bạn tìm kiếm đã sẵn sàng tải về

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

Tải bản đầy đủ ngay(105 tr)

×