giả khác lại có câu trả lời khá đa dạng, nghĩa là tồn tại nhiều cách thức tương tác giữa các biến vĩ mô cơ bản trong nghiên cứu của họ.
Điểm chung trong các nghiên cứu hiệu ứng lấn át đầu tư bằng phương pháp vectơ tự hồi quy là đa số các mô hình được thiết kế với số lượng biến số không nhiều. Các biến số chủ yếu là đầu tư tư nhân, chi tiêu chính phủ và giá trị GDP ở các dạng tính khác nhau như logarit, biến trễ, tốc độ tăng, tỷ lệ… Điều này sẽ hạn chế việc đánh giá tác động của các nhân tố khác lên hoạt động của khu vực tư nhân, bởi lẽ trong nền kinh tế có rất nhiều nhân tố chi phối lẫn nhau chứ không chỉ có 3 biến số vĩ mô trên.
* Mô hình hiệu chỉnh sai số
Khi làm việc với dữ liệu chuỗi thời gian, nhiều nhà nghiên cứu lựa chọn các dạng mô hình hiệu chỉnh sai số để phân tích tính tương quan giữa các biến số vĩ mô cơ bản là chi tiêu công, chi đầu tư tư nhân và tăng trưởng kinh tế. Các mô hình cụ thể được sử dụng theo phương pháp này là mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM - Error Correction Model) và mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM - Vector Error Correction Model), mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số dạng cấu trúc (SVECM - Structural VECM). Các mô hình này khá được ưa chuộng khi phân tích dữ liệu chuỗi thời gian có chứa mối quan hệ đồng tích hợp; giúp xử lý được các sai lệch của biến số so với giá trị cân bằng của nó và giá trị cân bằng này được xác định bởi phương trình hồi quy đồng liên kết.
Trong các nghiên cứu đánh giá hiệu ứng lấn át đầu tư sử dụng mô hình VECM, một trong các biến độc lập thường là chi tiêu chính phủ. Biến độc lập còn lại là đầu tư tư nhân (Tô Trung Thành, 2011), chi tiêu dùng của khu vực tư nhân, thuế (Bilgili, 2003). Biến phụ thuộc là giá trị GDP (Tô Trung Thành, 2011), hoặc chi đầu tư của khu vực tư nhân (Bilgili, 2003). Trong trường hợp Việt Nam những năm 1986- 2010, Tô Trung Thành (2011) đã đo lường phản ứng của các biến số trong mô hình trước các cú sốc nội sinh. Các hàm phản ứng đẩy cũng được sử dụng. Từ đây, Tô Trung Thành (2011) tính toán được hiệu ứng lấn át và mức độ tối đa là vào khoảng thời gian nào. Phản ứng tích lũy sau 10 năm của sản lượng trước những thay đổi của đầu tư công và tư nhân cũng được thống kê để xem xét mức độ ảnh hưởng của đầu tư công lên GDP.
Mô hình SVECM đã được Bahal và cộng sự (2015) dùng để phân tích dữ liệu vĩ mô theo từng quý của Ấn Độ trong giai đoạn 1950-2012. Với dữ liệu chuỗi thời gian này, Bahal và cộng sự (2015) rút ra kết quả đối lập khi giới hạn độ dài thời gian quan
sát khác nhau. Nhóm tác giả tìm thấy hiệu ứng bổ trợ đầu tư tư nhân trong giai đoạn 1980-2012. Tuy nhiên, khi kéo dài thời gian quan sát về trước đó 30 năm, tức là từ năm 1950, tác động này lại là lấn át đầu tư.
Tuy nhiên, các dạng mô hình hiệu chỉnh sai số không chỉ xử lý dữ liệu chuỗi thời gian. Một số tác giả khác vẫn sử dụng mô hình VECM trên nền dữ liệu bảng khi xem xét hiệu ứng lấn át đầu tư (Hur và cộng sự, 2010).
Phụ lục 2. Một số kiểm định của mô hình
Đối với mô hình chung của 14 nước
* Kiểm định biến nội sinh
Ho: biến pgex là biến ngoại sinh
Kiểm định
Durbin (score) chi2(1) = 4,4250 (p = 0,0354) Wu-Hausman F(1,254) = 4,2969 (p = 0,0392)
Kết luận: p-value < α = 5% => bác bỏ Ho => pgex là biến nội sinh.
* Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Ho: Không có hiện tượng tự tương quan
Kiểm định
Phương trình 1: Durbin-Watson DW Test: p = 0,4371 Phương trình 2: Durbin-Watson DW Test: p = 0,3010
Kết luận: p-value > α = 5% => chưa có cơ sở bác bỏ Ho => không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình.
* Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Ho: Không có phương sai sai số thay đôi
Kiểm định
Breusch-Pagan LM Test = 4.8467 (p = 0.077) Likelihood Ratio LR Test = 4.8914 (p = 0.070)
Kết luận: p-value > α = 5% => chưa có cơ sở bác bỏ Ho => phương sai sai số không đổi.
Đối với mô hình của Việt Nam
* Kiểm định biến nội sinh
Ho: biến pgex là biến ngoại sinh
Kiểm định
Durbin (score) chi2(1) = 9,3274 (p = 0,0023) Wu-Hausman F(1,254) = 9,1939 (p = 0,0027)
Kết luận: p-value < α = 5% => bác bỏ Ho => pgex là biến nội sinh.
* Kiểm định hiện tượng tự tương quan
Ho: Không có hiện tượng tự tương quan
Kiểm định
Phương trình 1: Durbin-Watson DW Test: p = 0,4388 Phương trình 2: Durbin-Watson DW Test: p = 0,8133
Kết luận: p-value > α = 5% => chưa có cơ sở bác bỏ Ho => không có hiện tượng tự tương quan trong mô hình.
* Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Ho: Không có phương sai sai số thay đôi
Kiểm định
Breusch-Pagan LM Test = 4.8467 (p = 0.0713) Likelihood Ratio LR Test = 4.8914 (p = 0.0705)
Kết luận: p-value > α = 5% => chưa có cơ sở bác bỏ Ho => phương sai sai số không đổi.
Phụ lục 3. Một số đặc điểm của một số tuyến cao tốc ở Việt Nam
Độ dài tuyến | Vận hành | Ưu điểm | |
Nội Bài - | - 245 km | 2014 | - Rút ngắn thời gian di chuyển từ 12-14 |
Lào Cai | - Đi qua Hà Nội, Vĩnh Phúc, Phú Thọ, Yên Bái, Lào | tiếng đồng hồ còn 3-4 tiếng; chi phí nhiên liệu giảm 30-50%, chi phí sửa chữa giảm 10-15%. | |
Cai | - Giao thông thuận lợi góp phần làm tăng | ||
lượng khách du lịch đến Lào Cai, từ 700 | |||
nghìn lượt năm 2013 lên 4,5 triệu người | |||
năm 2018. | |||
- Đem lại lợi thế cho các địa phương trên | |||
toàn tuyến cao tốc và các địa phương lân | |||
cận cũng nhận được hiệu ứng lan tỏa. Với | |||
khu vực Đông Bắc, việc thông thương giữa | |||
vùng kinh tế biển Hải Phòng với Côn Minh | |||
(Trung Quốc) trở nên thuận tiện hơn khi | |||
thời gian di chuyển từ 15 tiếng giảm còn 9 | |||
tiếng đồng hồ. Đây là cơ hội cho hoạt động | |||
logistics kết nối hàng hóa giữa Việt Nam | |||
nói riêng, các nước Đông Nam Á nói chung | |||
với Trung Quốc. Với Tây Bắc, con đường | |||
này được coi là tuyến “kinh tế xương sống” | |||
tạo đà phát triển kinh tế xã hội cho khu vực | |||
khó khăn này. | |||
Thành phố | - 55km | 2015 | - Rút ngắn khoảng cách và thời gian di |
Hồ Chí Minh - Long Thành - | - Đi qua thành phố Hồ Chí Minh, Đồng Nai. | chuyển giữa thành phố Hồ Chí Minh và các vùng lân cận xuống 30-50%, giảm 20-30% chi phí vận tải | |
Dầu Giây |
Có thể bạn quan tâm!
-
Afonso A., And Miguel S.a. (2008), Macroeconomic Rates Of Return Of Public And Private Investment: Crowding‐In And Crowding‐Out Effects, European Central Bank (Ecb) Working Paper Series, No. -
Nakao, T. (2020), ‘The Asia And Pacific Region: Development Achievements, Challenges And The Role Of The Adb’, Asian‐Pacific Economic Literature, 34(1), 3-11. -
Tổng Quan Một Số Phương Pháp Nghiên Cứu Tác Động Của Chi Tiêu Công Đến Đầu Tư Tư Nhân -
Tác động của chi tiêu công đến đầu tư tư nhân – Nghiên cứu ở một số nền kinh tế châu Á và hàm ý chính sách đối với Việt Nam - 20
Xem toàn bộ 167 trang tài liệu này.
Nguồn: Doãn Phong (2019)
Phụ lục 4. Một số kết quả kinh tế Việt Nam giai đoạn 2008-2009
Kinh tế Việt Nam giai đoạn 2000-2017 phải đối diện với tình trạng suy thoái đi kèm lạm phát giai đoạn 2008-2009. Từ cuối năm 2007 đến đầu năm 2008, lạm phát tăng cao, có năm lên đến 2 con số; kinh tế giảm sút, tăng trưởng thấp nhất trong 11 năm (năm 2008, 2009 chỉ còn 5,66% và 5,4%). Chính phủ đã triển khai một loạt các biện pháp nhằm khống chế mức tăng của giá, trong đó có chính sách thắt chặt tài khóa, kể cả yêu cầu các cơ quan nhà nước cắt giảm 10% chi tiêu công. Trong năm này, tỷ trọng chi tiêu công giảm xuống còn 36,6% GDP so với con số 37,7% GDP năm 2007. Giá cả được kiểm soát, nhưng sự đánh đổi là tốc độ tăng trưởng kinh tế chỉ còn 5,66%.
Đến cuối năm 2008, tình hình kinh tế đã có những nét cải thiện. Lạm phát được khống chế ở mức 19,9%, hơn gần gấp đôi so với cùng kỳ năm trước nhưng thấp hơn đỉnh điểm 8,4% tháng 8/2008 (hình A2,1). Thâm hụt thương mại giảm còn 17,5 tỷ USD (hình A2,3). Giá cổ phiếu, bất động sản cùng một số hàng hóa khác cũng đã hạ nhiệt. Chỉ số VN-Index xuống mức thấp nhất trong quý I/2009, đạt 247 điểm, chỉ bằng 20% và 40% so với năm 2007 và 2008 (hình A2,2). Giá bất động sản cũng giảm hơn ½ so với mức đỉnh ở quý I/2008 (Huỳnh Thế Du và Rosengard, 2009). Đồng thời với những tín hiệu tích cực này thì tình hình suy thoái kinh tế, thất nghiệp bắt đầu chuyển nặng hơn. Sản lượng chưa đạt đến mức tiềm năng trong khi chi tiêu thì ngược lại dù đã cố gắng điều chỉnh chi tiêu. Lúc này, Việt Nam buộc phải thay đổi từ chính sách kiềm chế lạm phát (được thực hiện trong năm 2008) sang chính sách ngăn chặn suy thoái (được thực hiện từ cuối 2008).
Hình A4.1. Chỉ số giá hàng hóa (cột trái) và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) của Việt Nam (cột phải) giai đoạn 2006-2008
Nguồn: Huỳnh Thế Du và Rosengard (2009)
Hình A4.2. Chỉ số VN-Index giai đoạn 2006-2009
Nguồn: Huỳnh Thế Du và Rosengard (2009)
Hình A4.3. Hoạt động ngoại thương giai đoạn 2006-2009
Nguồn: Huỳnh Thế Du và Rosengard (2009)
Phụ lục 5. Các dự án thuộc Đề án “Huy động vốn xã hội hóa để đầu tư kết cấu hạ tầng đường sắt” của Việt Nam
(Kèm theo Quyết định số 4907/QĐ-BGTVT ngày 24/12/2014 của Bộ trưởng Bộ Giao thông Vận tải)
Tên dự án | Đề xuất hình thức thực hiện | |
I | Đường sắt hiện có | |
1 | Thí điểm nhượng quyền quản lý, kinh doanh khai thác tuyến đường sắt Lào Cai - Hà Nội - Hải Phòng | Nhượng quyền |
2 | Thí điểm nhượng quyền quản lý, kinh doanh khai thác tuyến đường sắt Kép - Hạ Long - Cái Lân | Nhượng quyền |
3 | Thí điểm nhượng quyền quản lý, kinh doanh khai thác kho, bãi ga Yên Viên | Nhượng quyền |
4 | Thí điểm thực hiện xã hội hóa đầu tư xây dựng khu ga khách Nha Trang mới và kho, bãi hàng ga Vĩnh Trung | PPP |
5 | Kêu gọi xã hội hóa đầu tư hệ thống nhà ga, kho, bãi của 6 ga: Sóng Thần, Bỉm Sơn, Giáp Bát, Yên Viên, Lào Cai, Đồng Đăng; khu ga hàng Cái Lân và bãi cảng Cái Lân, Xuân Giao A | PPP |
6 | Tuyến Hà Nội - thành phố Hồ Chí Minh: Trước mắt thực hiện nhượng quyền khai thác hành trình trên một số tuyến, khu đoạn hiện chưa sử dụng hết năng lực. Lâu dài thực hiện nhượng quyền kinh doanh, khai thác kết cấu hạ tầng toàn tuyến hoặc từng khu đoạn: - Khu đoạn Hà Nội - Vinh - Khu đoạn Vinh - Đồng Hới - Khu đoạn Đồng Hới - Đà Nẵng - Khu đoạn Đà Nẵng - Nha Trang - Khu đoạn Nhà Trang - thành phố Hồ Chí Minh | PPP, NSNN |
7 | Tuyến Kép - Hạ Long - Cái Lân: Trước mắt thực hiện nhượng quyền khai thác đường sắt, kho bãi trong cảng và ga Cái Lân; riêng đoạn còn lại kêu gọi nhà đầu tư để hoàn thành dự án và khai thác toàn tuyến. | PPP, NSNN |