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


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.

 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

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

+ β
1
∆lnP
t
+ β
2
lnG
t
+ µ
t
(M-1)
Trong đó: β
0
là hằng số, β
1
và β
2
là thông số độ dốc, µ
t
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:
lnY
t
= β
0
+ β

1
∆lnP
t
+ β
2
lnGC
t
+ β3lnGD
t
+ µ
t
(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).
P
t
= (lnCPI
t
- lnCPI

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%

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

SC
HQ
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
Bậc
LL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
0
2.33
NA
1.59e-05

0.000*
M-3
77.925
0.000*
M-4
507.614
0.000*
* Thể hiện sự bác bỏ giả thuyết H
0
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

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

0.038*
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 H
0
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

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

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 20
th
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

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

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

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

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

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

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 = ∆lnP
t
= lnP
t
- lnP
t-124 Phụ lục 4: Kiểm định nghiệm đơn vị

Null Hypothesis: LNY has a unit root


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


Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.

LNY(-1)
0.011520
0.000997
11.55947
0.0000

25
Null Hypothesis: LNG has a unit root

Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=3)

-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
Std. Error
t-Statistic
Prob.

LNG(-1)
0.012654
0.001316
9.616213
0.0000

R-squared
0.000596