Luận văn Tác động của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam

hông tin Hannan-Quinn (HQ). Nghiên cứu kiểm tra số lượng vector đồng liên kết bằng cách sử dụng số liệu kiểm định thống kê Trace và giá trị tối đa Eigenvalue. Sau đó phân tích đồng liên kết được sử dụng bằng cách sử dụng kỹ thuật Johansen (1988), kỹ thuật đồng liên kết và tính toán các phương trình trạng thái cân bằng dài hạn bình thường. Cuối cùng nghiên cứu sử dụng mô hình Vector điều chỉnh sai số (VECM) cho ngắn hạn, các bước kiểm tra hàm phản ứng đẩy, phân rã phương sai và nhân uả Granger. 4.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị và độ trễ tối ưu. 4.1.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị Sự không dừng của dữ liệu chuỗi thời gian thường được coi là một vấn đề trong phân tích thực nghiệm. Làm việc với các biến không dừng dẫn đến kết quả hồi quy giả, từ đó suy luận xa hơn là vô nghĩa. Vì vậy, điều quan trọng là kiểm tra tính dừng của tất cả các chuỗi được đưa vào mô hình. iểm tra ADF đã được sử dụng để kiểm tra tính dừng của tất cả các chuỗi . Giả thuyết H0 là các biến được điều tra có một nghiệm đơn vị, bác bỏ giả thiết nó không có. Các kết quả thử nghiệm cho các biến được trình bày trong bảng 4.1 cho tới 4.4.Ngoài các thử nghiệm ADF, nghiên cứu này cũng đã cố gắng để kiểm tra xu hướng của các biến bằng biểu đồ. Các biểu đồ của các biến thể hiện đặc tính tương tự của các biến như là thử nghiệm ADF. 29 30 Hình 4.1:Đồ thị cho nghiệm đơn vị. 31 Bảng 4.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của các biến ở chuỗi gốc Biến LY Null Hypothesis: LY has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.9094 0.9368 Test critical values: 1% level -4.4407 5% level -3.6329 10% level -3.2547 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LY) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:10 Sample (adjusted): 1990 2011 Included observations: 22 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LY(-1) -0.0995 0.10937 -0.9094 0.3767 D(LY(-1)) 0.28046 0.13003 2.15691 0.0466 D(LY(-2)) -0.2638 0.06318 -4.1748 0.0007 D(LY(-3)) 0.28758 0.07633 3.76785 0.0017 C 3.21235 3.48333 0.9222 0.3701 @TREND(1986) 0.01607 0.01512 1.06236 0.3038 R-squared 0.87055 Adjusted R-squared 0.83009 S.E. of regression 0.05021 Sum squared resid 0.04034 Log likelihood 38.1006 Durbin-Watson stat 2.41172 Mean dependent var 0.20227 S.D. dependent var 0.12181 Akaike info criterion -2.9182 Schwarz criterion -2.6207 F-statistic 21.5195 Prob(F-statistic) 1E-06 32 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Biến LHK Null Hypothesis: LHK has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.578 0.7728 Test critical values: 1% level -4.3743 5% level -3.6032 10% level -3.2381 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LHK) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:08 Sample (adjusted): 1987 2011 Included observations: 25 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LHK(-1) -0.1882 0.11926 -1.578 0.1288 C 5.3792 3.29868 1.63072 0.1172 @TREND(1986) 0.02959 0.01924 1.53781 0.1384 R-squared 0.10556 Adjusted R-squared 0.02425 S.E. of regression 0.06891 Sum squared resid 0.10447 Log likelihood 32.9981 Durbin-Watson stat 1.7261 Mean dependent var 0.166 S.D. dependent var 0.06976 Akaike info criterion -2.3998 Schwarz criterion -2.2536 F-statistic 1.29818 Prob(F-statistic) 0.29314 (Nguồn: tác giả tự tính toán) 33 Biến LK Null Hypothesis: LK has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.287 0.0131 Test critical values: 1% level -4.4163 5% level -3.622 10% level -3.2486 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LK) Method: Least Squares Date: 09/29/13 Time: 17:04 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LK(-1) -0.302 0.07045 -4.287 0.0004 D(LK(-1)) -0.0417 0.07999 -0.5216 0.6083 D(LK(-2)) -0.2557 0.08038 -3.1808 0.0052 C 9.46025 2.09501 4.51561 0.0003 @TREND(1986) 0.04235 0.01441 2.93971 0.0088 R-squared 0.70154 Adjusted R-squared 0.63522 S.E. of regression 0.1039 Sum squared resid 0.19431 Log likelihood 22.2628 Durbin-Watson stat 1.26901 Mean dependent var 0.2513 S.D. dependent var 0.17203 Akaike info criterion -1.5011 Schwarz criterion -1.2543 F-statistic 10.5775 Prob(F-statistic) 0.00014 (Nguồn: tác giả tự tính toán) 34 Biến LLF Null Hypothesis: LLF has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.4028 0.3693 Test critical values: 1% level -4.3743 5% level -3.6032 10% level -3.2381 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LLF) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:10 Sample (adjusted): 1987 2011 Included observations: 25 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LLF(-1) -0.4002 0.16658 -2.4028 0.0251 C 6.89247 2.8545 2.4146 0.0245 @TREND(1986) 0.00965 0.00431 2.23825 0.0356 R-squared 0.24647 Adjusted R-squared 0.17796 S.E. of regression 0.01907 Sum squared resid 0.008 Log likelihood 65.1172 Durbin-Watson stat 2.03094 Mean dependent var 0.0256 S.D. dependent var 0.02103 Akaike info criterion -4.9694 Schwarz criterion -4.8231 F-statistic 3.59788 Prob(F-statistic) 0.04448 (Nguồn: tác giả tự tính toán) 35 Biến LEDY Null Hypothesis: LEDY has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.48494 0.3319 Test critical values: 1% level -4.37431 5% level -3.6032 10% level -3.23805 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LEDY) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:07 Sample (adjusted): 1987 2011 Included observations: 25 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LEDY(-1) -0.2922 0.11759 -2.48494 0.021 C 0.31475 0.172697 1.82254 0.082 @TREND(1986) -0.0307 0.01349 -2.27316 0.0331 R-squared 0.2412 Adjusted R-squared 0.17222 S.E. of regression 0.37654 Sum squared resid 3.11929 Log likelihood -9.4576 Durbin-Watson stat 1.24761 Mean dependent var 0.004 S.D. dependent var 0.41386 Akaike info criterion 0.99661 Schwarz criterion 1.14287 F-statistic 3.49652 Prob(F-statistic) 0.04802 (Nguồn: tác giả tự tính toán) 36 Bảng 4.2:Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ở chuỗi gốc. Biến ADF-statistic (độ trễ) P – value ết luận LY -0.909359 (3) 0.937 hông dừng LHK -1.577996 (0) 0.773 hông dừng LK -4.286962 (2) 0.013** Dừng LLF -2.402766 (0) 0.369 hông dừng LEDY -2.484938 (0) 0.332 hông dừng (Nguồn: tác giả tự tính toán) Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%. Báo cáo kết quả trong Bảng 4.2 và .4 được thực hiện với xu hướng và hệ số chặn. Kết quả cho thấy 4 trong số các chuỗi trình bày đều không dừng ở chuỗi gốc trừ trường hợp của biến LK dừng ở mức ý nghĩa 5%. Nói cách khác, giả thuyết H0 cho rằng mỗi chuỗi thời gian có một nghiệm đơn vị không thể bị bác bỏ. Tuy nhiên, giả thuyết này bị bác bỏ khi chuỗi được lấy sai phân bậc 1. Kết quả kiểm định được trình bày ở Bảng 4.4 37 Bảng 4.3 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân của các biến Biến LY Null Hypothesis: D(LY) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.8914 0.0313 Test critical values: 1% level -4.4679 5% level -3.645 10% level -3.2615 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LY,2) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:11 Sample (adjusted): 1991 2011 Included observations: 21 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LY(-1)) -0.5328 0.13691 -3.8914 0.0014 D(LY(-1),2) -0.463 0.11192 -4.137 0.0009 D(LY(-2),2) -0.3384 0.04279 -7.909 0 D(LY(-3),2) -0.123 0.07424 -1.6565 0.1184 C -0.0323 0.04735 -0.6813 0.5061 @TREND(1986) 0.00616 0.00216 2.85573 0.012 R-squared 0.89754 Adjusted R-squared 0.86338 S.E. of regression 0.03886 Sum squared resid 0.02266 Log likelihood 41.9367 Durbin-Watson stat 2.23025 Mean dependent var -0.0043 S.D. dependent var 0.10515 Akaike info criterion -3.4225 Schwarz criterion -3.1241 F-statistic 26.2787 Prob(F-statistic) 1E-06 38 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Biến LHK Null Hypothesis: D(LHK) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.2246 0.0143 Test critical values: 1% level -4.3943 5% level -3.6122 10% level -3.2431 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LHK,2) Method: Least Squares Date: 09/14/13 Time: 17:09 Sample (adjusted): 1988 2011 Included observations: 24 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LHK(-1)) -0.9535 0.2257 -4.2246 0.0004 C 0.16623 0.05308 3.13182 0.005 @TREND(1986) -0.0006 0.00222 -0.2663 0.7926 R-squared 0.46149 Adjusted R-squared 0.4102 S.E. of regression 0.07434 Sum squared resid 0.11605 Log likelihood 29.9273 Durbin-Watson stat 1.95453 Mean dependent var 0.00292 S.D. dependent var 0.0968 Akaike info criterion -2.2439 Schwarz criterion -2.0967 F-statistic 8.99828 Prob(F-statistic) 0.00151 (Nguồn: tác giả tự tính toán) 39 Biến LK Null Hypothesis: D(LK) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.2771 0 Test critical values: 1% level -4.4163 5% level -3.622 10% level -3.2486 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LK,2) Method: Least Squares Date: 10/25/13 Time: 14:15 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LK(-1)) -1.0032 0.10814 -9.2771 0 D(LK(-1),2) 0.07904 0.0955 0.82765 0.4181 C 0.48662 0.11931 4.0788 0.0006 @TREND(1986) -0.0164 0.00614 -2.6744 0.015 R-squared 0.86132 Adjusted R-squared 0.83942 S.E. of regression 0.14377 Sum squared resid 0.39271 Log likelihood 14.1715 Durbin-Watson stat 1.28061 Mean dependent var -0.0787 S.D. dependent var 0.35876 Akaike info criterion -0.8845 Schwarz criterion -0.687 F-statistic 39.3337 Prob(F-statistic) 0 (Nguồn: tác giả tự tính toán) 40 Biến LLF Null Hypothesis: D(LLF) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 5 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.7249 0.0456 Test critical values: 1% level -4.5326 5% level -3.6736 10% level -3.2774 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LLF,2) Method: Least Squares Date: 09/29/13 Time: 15:03 Sample (adjusted): 1993 2011 Included observations: 19 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LLF(-1)) -1.6219 0.43543 -3.7249 0.0034 D(LLF(-1),2) 0.83934 0.35411 2.37026 0.0371 D(LLF(-2),2) 0.39419 0.18217 2.16391 0.0533 D(LLF(-3),2) 0.28554 0.13422 2.12742 0.0568 D(LLF(-4),2) 0.14456 0.08493 1.70211 0.1168 D(LLF(-5),2) 0.13047 0.04798 2.71911 0.02 C 0.0498 0.01404 3.54578 0.0046 @TREND(1986) -0.0007 0.00027 -2.626 0.0236 R-squared 0.76484 Adjusted R-squared 0.61519 S.E. of regression 0.00358 Sum squared resid 0.00014 Log likelihood 85.24 Durbin-Watson stat 2.68723 Mean dependent var 0 S.D. dependent var 0.00577 Akaike info criterion -8.1305 Schwarz criterion -7.7329 F-statistic 5.11098 Prob(F-statistic) 0.00846 (Nguồn: tác giả tự tính toán) 41 Biến LEDY Null Hypothesis: D(LEDY) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.98912 0.0004 Test critical values: 1% level -4.44074 5% level -3.6329 10% level -3.25467 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LEDY,2) Method: Least Squares Date: 10/12/13 Time: 10:57 Sample (adjusted): 1990 2011 Included observations: 22 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LEDY(-1)) -0.8361 0.139595 -5.98912 0 D(LEDY(-1),2) 0.12386 0.114929 1.07771 0.2962 D(LEDY(-2),2) 0.03756 0.103247 0.36378 0.7205 C -0.2731 0.099291 -2.75043 0.0137 @TREND(1986) 0.01297 0.00637 2.03592 0.0576 R-squared 0.82767 Adjusted R-squared 0.78713 S.E. of regression 0.17717 Sum squared resid 0.53362 Log likelihood 9.69371 Durbin-Watson stat 2.60602 Mean dependent var -0.075 S.D. dependent var 0.384 Akaike info criterion -0.4267 Schwarz criterion -0.1787 F-statistic 20.4126 Prob(F-statistic) 3E-06 (Nguồn: tác giả tự tính toán) 42 Bảng 4.4: Tổng hợp kết quả kiểm định nghiệm đơn vị sau khi lấy sai phân Biến ADF-statistic (độ trễ) P – value ết luận D(LY) -3.891429 (3) 0.0313** Dừng D(LHK) -4.224568 (0) 0.0143** Dừng D(LK) -9.27708 (1) 0.0000* Dừng D(LLF) -3.724947(5) 0.0456** Dừng D(LEDY) -5.989118 (2) 0.0004* Dừng (Nguồn: tác giả tự tính toán) Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5%. 4.1.2 Lựa chọn độ trễ tối ưu Sau khi phân tích kết quả của kiểm định nghiệm đơn vị, bước tiếp theo là tìm ra độ trễ tối ưu cho phân tích đồng liên kết, xác định cấu trúc độ trễ tối ưu của mô hình, tức là số lượng độ trễ để có thể nắm bắt được chuỗi. Kết quả của hai tiêu chí khác nhau để lựa chọn độ trễ tối ưu được thể hiện trong Bảng 4.5. Cả thống kê SC và thống kê HQ đề nghị một độ trễ như độ trễ tối ưu (ở đây là 2). Bảng 4.5 : Kết quả độ trễ tối ưu Lag SC HQ 0 -2.32538 -2.50569 1 -12.1234 -13.2053 2 -14.93186* -16.91533* Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5% 43 SC: Tiêu chuẩn thông tin Schwarz HQ: Tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn 4.2 Kết quả kiểm định đồng liên kết. Sau khi kiểm định tính dừng và độ trễ tối ưu bước tiếp theo là kiểm tra sự tồn tại của mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình. Nghiên cứu này áp dụng kiểm định của Johansen (1988), kiểm định đồng liên kết để xem xét liệu có tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết hay không. Quy trình kiểm định đồng liên kết của Johansen chủ yếu tập trung để tìm ra số lượng vector đồng liên kết trong hệ thống. Nếu số lượng vector đồng liên kết r (0 ≤ r ≤ n) là 0, nó có ngụ ý rằng không có mối quan hệ lâu dài giữa các biến. Mặt khác, nếu có r vector đồng liên kết, nó cho thấy rằng có (n-r) xu hướng ngẫu nhiên trong các biến liên kết với nhau. Bảng 4.6 :Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Trace) Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Trace Statistic 0.05 Critical Value Prob.** None * 0.958321 167.3968 76.97277 0.0000* At most 1 * 0.813942 94.30844 54.07904 0.0000* At most 2 * 0.648422 55.62937 35.19275 0.0001* At most 3 * 0.585789 31.58691 20.26184 0.0009* At most 4 * 0.388575 11.31517 9.164546 0.0193** Chỉ số Trace cho thấy có ít nhất 1 vector đồng liên kết trong mô hình ở mức ý nghĩa 1% 44 Bảng 4.7 :Kiểm định đồng liên kết (Thống kê Max-Eigen) Hypothesized No. of CE(s) Eigenvalue Max-Eigen Statistic 0.05 Critical Value Prob.** None * 0.958321 73.08838 34.80587 0.000* At most 1 * 0.813942 38.67906 28.58808 0.0019* At most 2 * 0.648422 24.04246 22.29962 0.0283** At most 3 * 0.585789 20.27174 15.8921 0.0096* At most 4 * 0.388575 11.31517 9.164546 0.0193** Chỉ số Max-Eigen cho thấy có ít nhất 1 vector đồng liên kết trong mô hình ở mức ý nghĩa 1% Bảng 4.6 và 4.7 cho thấy các kết quả của kiểm định đồng liên kết Johansen dựa trên thống kê Trace và giá trị tối đa Eigenvalue tương ứng. Các kiểm định thống kê giúp đánh giá liệu có tồn tại một mối quan hệ lâu dài giữa LY, LH , L , LLF và LEDY. Cả hai thử nghiệm cho thấy mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình. Giả thuyết H0 của không có mối quan hệ đồng liên kết bị bác bỏ, các giả thuyết rằng ít nhất một vector đồng liên kết được chấp nhận bởi cả hai thử nghiệm ở mức ý nghĩa 1% . Kết quả của hai kiểm định còn cho thấy có ít nhất 4 vector đồng liên kết trong mô hình với mức ý nghĩa 5% . Như vậy theo kết quả của kiểm định Johansen, có thể kết luận rằng có mối quan hệ dài hạn tồn tại giữa LY, LH , L , LLF và LEDY. 45 Bảng 4.8: Phương trình cân bằng dài hạn. Independent variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. Constant -1.216557 9.095982 -0.133747 0.8949 Log (Human capital) -0.005866 0.110785 -0.052947 0.9583 Log (Capital stock) 0.840639* 0.027458 30.61584 0.0000 Log (Labour force) 0.446907 0.692542 0.645314 0.5257 Log (External debt as percentage of GDP) 0.178573* 0.03293 5.422867 0.0000 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5% LY = -1.2165 – 0.0059LHK + 0.8406LK + 0.4469LLF + 0.1786LEDY Từ kết quả thực nghiệm trong bảng 4.8 cho thấy nguồn nhân lực có tác động tiêu cực khác với kỳ vọng đến tăng trưởng kinh tế tuy nhiên tác động là rất nhỏ (-0.00587). Điều này có nghĩa là 1 phần trăm gia tăng trong chi tiêu giáo dục hàng năm (được sử dụng như đại diện cho nguồn nhân lực) dẫn đến làm giảm GNP khoảng 0.006 phần trăm. Tuy nhiên mối quan hệ này không có ý 46 nghĩa thống kê, nhưng cũng đáng để xem xét lý do tại sao nguồn nhân lực lại có ảnh hưởng không như mong đợi này. L.Pritchett (2000) đã lý giải ba nguyên nhân có thể dẫn đến ảnh hưởng khác nhau của nguồn nhân lực lên tăng trưởng kinh tế ở các nền kinh tế. Đầu tiên, đó là do các nhà uản lý có thể có uan điểm rằng tích lũy vốn cho giáo dục sẽ làm thấp tăng trưởng kinh tế. Thứ hai, có lẽ lợi nhuận biên của giáo dục đã giảm một cách nhanh chóng do cung vượt uá cầu. Thứ ba, chất lượng giáo dục có thể uá thấp dẫn đến không làm tăng kỹ năng và năng suất của người lao động. Ba điều này có thể dẫn tới việc nguồn nhân lực (đại diện bởi chi phí giáo dục hàng năm của chính phủ) có giá trị âm tuy rất nhỏ. Kết quả cũng cho thấy một mối quan hệ tích cực giữa vốn và tăng trưởng kinh tế. Điều này phù hợp với nhận định chung rằng vốn là một yếu tố quan trọng của sản xuất do đó nó là tích cực liên uan đến tăng trưởng kinh tế. Vì vốn là một trong những yếu tố quyết định chính của GNP, do đó, theo ước tính nó có các tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả ở trên cũng đã cho thấy rõ điều này, vốn có ảnh hưởng rất đáng kể đến tăng trưởng kinh tế, cao nhất trong các biến với hệ số 0.84 , tức 1 phần trăm tăng vốn dẫn đến tăng GNP 0.84 phần trăm, ở ý nghĩa ở mức 1 phần trăm. Mối quan hệ này phù hợp với các lý thuyết kinh tế. Điều này cũng cho thấy sự khan hiếm vốn ở Việt Nam. Lực lượng lao động cho thấy tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Tác động chỉ đứng sau vốn 0.44. Điều này có thể lý giải là do Việt Nam là một quốc gia có lực lượng người trong độ tuổi lao động lớn. Tuy chất lượng lao động chưa cao nhưng giá nhân công rẻ. Đây là một yếu tố thu hút các nguồn đầu tư nước ngoài. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hameed và cộng sự (2008), người đã tìm ra tác động tích cực của lực lượng lao động và tăng trưởng kinh tế ở Pakistan. Trong khi Wijeweera và cộng sự (2005), cũng đã 47 tìm thấy cùng một kết quả cho Srilanka. Tuy nhiên kết quả này không có ý nghĩa về mặt thống kê. Nợ nước ngoài trong dài hạn có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm trong thay đổi của nợ nước ngoài làm tăng 0.17 phần trăm trong tăng trưởng kinh tế. Kết quả cũng có ý nghĩa về mặt thống kê ở mức 1 phần trăm. Kết quả tích cực giữa nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế tương đồng với kết quả nghiên cứu của Abu Baker và Hassan (2008) khi phân tích tác động của nợ nước ngoài và tăng trưởng kinh tế ở Malaysia. Điều này cũng chứng tỏ Việt Nam không bị ảnh hưởng của tình trạng nhô nợ trong giai đoạn nghiên cứu. Trong các biến, biến vốn và biến lực lượng lao động góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế trong nước nhiều nhất, sau đó là nợ nước ngoài trong giai đoạn nghiên cứu. Trong khi đó nguồn nhân lực cho ra một kết quả tiêu cực khá nhỏ và không có ý nghĩa thống kê ,kết quả của lực lượng lao động là không có ý nghĩa thống kê còn vốn là nợ nước ngoài có ý nghĩa ở mức 1phần trăm. 4.3 Kết quả kiểm định ngắn hạn Phương trình kiểm tra động lực ngắn hạn có hai mục tiêu uan trọng. Thứ nhất, kết quả này thể hiện gánh nặng nợ của một quốc gia là lâu dài, có tính bền vững hay chỉ có tác động tạm thời. Nếu tác động này là có ý nghĩa cả trong dài hạn và ngắn hạn thì có thể nói rằng những thay đổi này vừa trong dài hạn vừa trong ngắn hạn. Cuối cùng, hệ số hiệu chỉnh sai số (Error Correction Term - ECT) cung cấp thông tin về tốc độ điều chỉnh một độ lệch từ cân bằng dài hạn. Kết quả ngắn hạn của mô hình được mô tả trong Bảng 4.9. 48 Bảng 4.9: Động lực trong ngắn hạn. Independent variable Coefficient S.E t-statistics Error Corretion Term -1.429066 (0.44546) -3.20806** Log (Human capital) 0.18556 (0.11317) 1.63972 Log (Capital stock) 0.114528 (0.09755) 1.17406 Log (Labour force) -2.057677 (0.85189) -2.41542** Log (External debt as percentage of GDP) -0.034453 (0.07676) -0.44882 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Ghi chú : * là ở mức ý nghĩa 1% ; ** là ở mức ý nghĩa 5% Kết quả trong ngắn hạn có sự khác biệt so với những kết quả nhận được trong dài hạn. Kết quả chỉ ra rằng tác động của nguồn nhân lực và vốn là tích cực trong ngắn hạn. Tuy nhiên cả hai chỉ số này đều không có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, lực lượng lao động và nợ nước ngoài lại có tác động tiêu cực lên tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm tăng trong nợ nước ngoài làm giảm tăng trưởng kinh tế 0.03 phần trăm trong ngắn hạn,chỉ số này là khá nhỏ và lại không có ý nghĩa thống kê. Trong bốn chỉ số thì chỉ có lực lượng lao động là có ý nghĩa thống kê ở mức 5 phần trăm. 49 Trong ngắn hạn thì nguồn nhân lực cho thấy kết quả đối lập với kết quả trong dài hạn nhưng giống như các nghiên cứu trước đây, chỉ số này thể hiện mối quan hệ tích cực giữa nguồn nhân lực và tăng trưởng kinh tế. Một phần trăm tăng trong nguồn nhân lực làm tăng 0.18 phần trăm tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên chỉ số này thì không có ý nghĩa thống kê . Nguồn vốn vẫn cho thấy một tác động tích cực và khá lớn như đã được tìm thấy trong dài hạn. Tuy nhiên trong ngắn hạn kết quả không có ý nghĩa về mặt thống kê. Điều này cho thấy ảnh hưởng lớn của nguốn vốn đến tăng trưởng kinh tế như thế nào ở Việt Nam. Đây cũng là một định hướng cho những nhà hoạch định chính sách trong việc huy động nguồn vốn cho phát triển kinh tế. Kết quả về ảnh hưởng của lực lượng lao động và nợ nước ngoài có thể cho một cái nhìn khác về ảnh hưởng của hai chỉ tiêu này đến tăng trưởng kinh tế. hác với trong dài hạn khi mà hai chỉ số này đóng góp một phần khá lớn, lực lượng lao động là 0. và nợ nước ngoài là 0.17 thì trong ngắn hạn, lực lượng lao động cũng cho một hệ số âm lớn là 2.01 còn nợ nước ngoài là âm 0.03. Điều này cho thấy trong ngắn hạn Việt Nam đã xảy ra tình trạng nhô nợ. Điều này có thể được giải thích là do khả năng uản lý nợ yếu kém của Việt Nam. Sau khi xác định sự tồn tại của mối quan hệ đồng liên kết, sự mất cân bằng có thể tồn tại trong ngắn hạn. Nếu mối quan hệ lâu dài giữa các biến khác nhau tồn tại thì một uá trình sửa lỗi cũng diễn ra. Hệ số sửa lỗi cung cấp thông tin về tốc độ điều chỉnh với cân bằng dài hạn sau một cú shock ngắn hạn. Tốc độ của hệ số điều chỉnh được tìm ra từ mô hình. Sự điều chỉnh sai số ECT là lớn một cách đáng kể, cho thấy sự tồn tại của cơ chế điều chỉnh sai số và ngụ ý rằng các biến sau khi được lấy sai phân D(LY), D(LH ), D(L ), D(LLF) và D(LEDY) hội tụ về mối quan hệ cân bằng dài hạn. Tốc độ điều 50 chỉnh của sai số cân bằng gợi ý rằng nếu một cú sốc được đưa vào mô hình 143% độ lệch là được hiệu chỉnh trong một năm. ECT là âm và có ý nghĩa với giá trị thống kê t cao 3.21, xác nhận việc tìm thấy một mối quan hệ đồng liên kết. Hàm phản ứng đẩy Hình 4.2 : Hàm phản ứng đẩy (IRFs) Hàm phản ứng đẩy thể hiện phản ứng của GNP trước các cú sốc (chênh lệch giữa kết quả thực tế với kết quả từ mô hình ) của nguồn nhân lực, vốn, lao động cũng như nợ nước ngoài. Kết quả trong 10 năm cho thấy ảnh hưởng của các cú sốc này khá mạnh và khá lâu dài tới tăng trưởng kinh tế. 51 Phân rã phương sai Cholesky Bảng 4.10: Dự báo phân rã phương sai Period S.E. LY LHK LK LLF LEDY 1 0.03491 100 0 0 0 0 2 0.06027 61.5747 8.09468 11.0108 1.72932 17.5906 3 0.08469 39.4084 7.11014 15.5155 9.9535 28.0125 4 0.10759 30.0992 6.64513 14.9965 15.8622 32.397 5 0.13577 24.4224 6.47195 12.9508 19.3211 36.8338 6 0.16437 20.2416 5.6689 11.2677 23.6146 39.2072 7 0.19492 17.364 5.02994 10.0809 27.2509 40.2742 8 0.22602 15.4608 4.38107 9.19931 30.2971 40.6618 9 0.25743 13.9974 3.78815 8.64244 33.0583 40.5136 10 0.2889 12.9539 3.31469 8.30758 35.2588 40.165 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Kết quả phân rã phương sai trong bảng 4.10, cho ví dụ về một năm sau khi tác động, cú sốc có thể giải thích 17.6 phần trăm các biến động về tăng trưởng kinh tế. Do đó, cú sốc tạm thời của nợ có thể được coi như một động lực khá lớn của tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn. Một thực tế đáng chú ý nữa có thể thấy được từ kết quả này đó là trong cả khoảng thời gian khá dài biến nợ nước ngoài luôn chiếm ưu thế so với các biến còn lại trong ảnh hưởng của nó tới tăng trưởng kinh tế. Chỉ số này không ngừng tăng từ 17.6 phần trăm cho tới 40 phần trăm. 52 Kiểm định nhân quả Granger. Bảng 4.11 Kết quả kiểm định nhân quả Granger Biến Chi-sq Bậc tự do Prop. D(LHK) 2.74572 2 0.2534 D(LK) 1.39809 2 0.4971 D(LLF) 7.27884 2 0.0263 D(LEDY) 3.02163 2 0.2207 All 19.5743 8 0.0121 (Nguồn: tác giả tự tính toán) Kết quả kiểm định nhân uả Granger nhằm kiểm định liệu có tồn tại mối quan hệ nhân uả giữa các biến độc lập với biến phụ thuộc LY hay không. Kiểm định này được thực hiện bằng cách cố định các nhân tố khác và chỉ xem xét tác động giữa các biến cần xem xét.Kết quả cho thấy các biến trễ của biến độc lập có giải thích cho biến tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên chi có biến lực lượng lao động là có ý nghĩa thống kê. 53 5. Kết luận Vốn là một trong những yếu tố quan trọng cho sự tăng trưởng và phát triển kinh tế của mỗi đất nước; trong đó vốn vay nước ngoài đã góp phần quan trọng thúc đẩy nhanh sự phát triển kinh tế - xã hội và rút ngắn khoảng cách ở một số nước nghèo với các nước giàu. Nhờ vốn vay nước ngoài mà một số nước đã đạt được nhiều thành công trong phát triển kinh tế trong thập kỷ gần đây như: Trung Quốc, Hàn Quốc, Thái Lan, Malaysia... Bên cạnh đó một số nước vay nợ nước ngoài đã không có tác động thúc đẩy tăng trưởng, mà ngược lại trở thành gánh nặng nợ và gây ra những hiểm hoạ, nguy cơ khủng hoảng vô cùng to lớn đối với đất nước và cả dân tộc như Hy Lạp, Ai Len, Bồ Đào Nha... Vấn đề vay nợ nước ngoài và tác động của vay nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế là một vấn đề hết sức nóng bỏng và uan trọng. Nhiều nhà hoạch định chính sách coi việc này như là một trong những nguyên nhân gây ra khủng hoảng. Việt Nam cũng như nhiều nước đang phát triển đã và đang có chính sách sử dụng vốn nước ngoài nhằm đạt được các mục tiêu về phát triển và tăng trưởng kinh tế cao.Tuy nhiên, khủng hoảng tài chính của các nước đi trước đã đặt Việt Nam vào tình huống phải xem xét lại chính sách vay nợ của mình.Làm sao để huy động được tối đa nguồn lực bên ngoài để phát triển đất nước một cách an toàn, mà không gây khủng hoảng hoặc gánh nặng nợ cho nền kinh tế sau này. Nghiên cứu đã cố gắng để kiểm tra tác động dài hạn và ngắn hạn của nợ nước ngoài đối với tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong giai đoạn 1986- 2011, nghiên cứu này xem GNP như một hàm của chi phí giáo dục hàng năm (đại diện cho nguồn nhân lực), vốn, lao động và nợ nước ngoài. Phương trình cân bằng dài hạn được thiết lập bằng cách áp dụng kiểm định đồng liên kết Johansen trong khi kết quả ngắn hạn đã thu được thông ua Vector hiệu 54 chỉnh sai số. Cuối cùng đo lường hệ số hiệu chỉnh sai số để nắm bắt tốc độ điều chỉnh trong ngắn hạn. Kết quả thực nghiệm cho thấy nợ nước ngoài tạo nên một tác động tiêu cực rất nhỏ đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn với hệ số 0.03 nhưng không có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên trong dài hạn nó lại cho thấy một hệ số tác động tích cực khoảng 0.17 với mức ý nghĩa 1 phần trăm , điều này chỉ ra rằng trong trường hợp của Việt Nam nợ nước ngoài đang đóng một vai trò khá uan trọng và khuyến khích tăng trưởng kinh tế.Kết quả này phù hợp với các phát hiện của Abu Bakar (2008) về tác động của nợ nước ngoài lên tăng trưởng kinh tế ở Malaysia , Clements và cộng sự ( 2003) cũng như Nguyễn Hoàng Phương (2007) tuy nhiên trái ngược với tìm thấy của Đoàn im Thành (2008) về mối quan hệ giữa ODA với tăng trưởng kinh tế.Nợ nước ngoài bên cạnh vốn đang là hai nhân tố đóng góp chính vào tốc độ tăng trưởng kinh tế.Kết quả nghiên cứu cũng đã cho thấy rõ điều này, vốn có ảnh hưởng rất đáng kể đến tăng trưởng kinh tế, cao nhất trong các biến với hệ số 0.84 trong dài hạn,tức 1 phần trăm tăng vốn dẫn đến tăng GNP 0.84 phần trăm, ở ý nghĩa ở mức 1 phần trăm , trong ngắn hạn tác động này cũng khá lớn 11 phần trăm ,tuy nhiên kết quả này không có ý nghĩa thống kê.Nguồn nhân lực có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn nhưng lại có ảnh hưởng tiêu cực tuy khá nhỏ 0.006 trong dài hạn nhưng cả hai chỉ số này đều không có ý nghĩa thống kê. Chỉ số này thể hiện một lực lượng lao động trình độ học vấn và năng suất cao có thể dẫn đến tăng tốc độ uá trình tăng trưởng trong ngắn hạn. Lực lượng lao động cho thấy tác động tích cực trong dài hạn nhưng lại có ảnh hưởng tiêu cực lớn đến tăng trưởng kinh tế trong ngắn hạn điều này chỉ ra rằng lao động không có tay nghề có năng suất thấp và không có khả năng làm tăng mức sản lượng trong nước. Một thông số điều chỉnh đáng kể thu được từ phương trình đồng liên kết khẳng định 55 mối quan hệ lâu dài. Hệ số hiệu chỉnh sai số là 1.43 cho rằng 143 phần trăm của bất kỳ độ lệch khỏi cân bằng dài hạn sẽ được điều chỉnh trong một năm. Kết quả nguyên cứu này khuyến khích chính sách kinh tế trong tương lai nên chú trọng việc gia tăng tiết kiệm trong nước và tăng kim ngạch xuất khẩu để góp phần gia tăng nguồn vốn để có thể tăng tốc độ tăng trưởng và giảm sự phụ thuộc của nền kinh tế vào nợ nước ngoài cái mà có thể gây ra nhiều tác động tiêu cực như hiện tượng nhô nợ ( chưa thấy ở Việt Nam ) hay các điều kiện ràng buộc bất lợi từ các tổ chức cho vay. Điều này là rất quan trọng để tạo ra môi trường thuận lợi cho đầu tư và tập trung nhiều về các chính sách nên có trên dòng đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI), trong khi dòng chảy của các khoản nợ cần được giảm thiểu.Tuy nhiên chúng ta chưa thể giảm việc vay nợ nước ngoài một sớm một chiều và nợ nước ngoài cũng đang cho thấy những ảnh hưởng tích cực trong dài hạn do vậy việc quản lý nợ sao cho hiệu quả và an toàn nhất cần phải bàn đến như là : Lựa chọn danh mục vay hợp lý, cần đảm bảo cơ cấu nợ bền vững , đánh giá cẩn thận từng món vay mới , đặc biệt uan tâm tới việc duy trì cơ cấu nợ theo thời gian hợp lý.Cần phải có một chính sách giám sát nợ chặt chẽ và chiến lược quản lý nợ phù hợp , duy trì nợ ở một mức hợp lý để nâng cao chất sử dụng nợ nước ngoài trong tương lai. Gia tăng dự trữ ngoại hối , đây là phương tiện để đảm bảo khả năng thanh toán uốc tế nhằm thỏa mãn nhu cầu nhập khẩu , mở rộng đầu tư,hợp tác kinh tế với nước ngoài ,cũng như là tấm đệm trước những cú sốc về dòng vốn. Đa dạng hóa và khai thác triệt để các nguồn vốn vay nước ngoài .Coi trọng vốn vay dài hạn dưới hình thức ưu đãi của các tổ chức tài chính - tiền tệ , đặc biệt nguồn vốn ODA .Hạn chế các khoản vay thương mại với lãi suất cao ,thời gian ngắn. 56 Bên cạnh đó chúng ta cũng phải ổn định môi trường thể chế .Đây là điều kiện tiên uyết cho tăng trưởng kinh tế .Theo hướng này trong những năm ua Việt Nam đã tiến bộ rất nhiều,một loạt các luật và văn bản pháp uy đã được ban hành hoặc sửa đổi nhằm cải thiện môi trường kinh tế và tạo những điều kiện thuận lợi cho hoạt động kinh doanh.Tuy nhiên, việc thay đổi liên tục luật lệ và chính sách kinh tế đã gây trở ngại cho đầu tư dài hạn.Nhưng việc cấp thiết phải làm là cải cách kinh tế sâu rộng , bao gồm đổi mới và phát triển các thể chế.Chỉ khi xu hướng caỉ cách dài hạn được thực thi thì những đổi mới và phát triển các thể chế mới có tác dụng.Ổn định và tăng trường là hai mặt của tiến trình phát triển.Ổn định là cần thiết để tăng trưởng nhưng ổn định chỉ có ý nghĩa khi nó đảm bảo cho tăng trưởng nhanh và bền vững.Ngược lại , tăng trưởng cao được duy trì trong thời gian dài sẽ đảm bảo ổn định. Cải thiện môi trường đầu tư như cải cách mạnh mẽ hành chính công , đặc biệt lả các uy định về công chứng và thủ tục hành chính, thủ tục hành chính, thủ tục đầu tư;cải thiện tính minh bạch của luật lệ và chính sách đảm bảo nhất uán của văn bản pháp luật ở mọi cấp.Đầu tư hơn nữa vào cơ sở hạ tầng kỹ thuật Một số hạn chế của bài nghiên cứu: Bài nghiên cứu còn một số điểm hạn chế như: Do việc tìm kiếm số liệu của Việt Nam khá khó khăn, tác giả phải lấy số liệu trên các nguồn ngoài Việt Nam do vậy có thể có sự khác biệt nhỏ giữa số liệu thực tế do chính phủ Việt Nam công bố và số liệu trong nghiên cứu. Số liệu của Việt Nam về chi tiêu của chính phủ cho giáo dục bị thiếu trong giai đoạn 1986 – 1988 do vậy tác giả phải sử dụng tốc độ tăng trưởng trung bình từ năm 1989-2011 để tính ngược lại cho ba năm 1986-1988 , do vậy có thể tìm thấy sự khác biệt giữa 57 số liệu thực tế trong giai đoạn này với số liệu mà tác giả đề cập. Thứ hai, thời gian nghiên cứu chưa dài (26 mẫu uan sát) đây có thể là nguyên nhân dẫn đến kết quả một số biến không có ý nghĩa thống kê, và chưa nắm bắt hết tác động của các biến với nhau. Kết quả nghiên cứu này hy vọng sẽ đóng góp vào nguồn tài liệu hiện có về những nghiên cứu về ảnh hưởng của nợ nước ngoài đến tăng trưởng kinh tế như một bằng chứng thực nghiệm ở một nước đang phát triển. 6. Tài liệu tham khảo Tiếng Anh 1. Abu Bakar, N. A. and Hassan, S., (2008).Empirical Evaluation on External Debt of Malaysia. International Business & Economics Research Journal, Vol 7, No 2, pp 95-108. 2. Asian Development Bank, (2013) .Key Indicators for Asia and the Pacific 2013. 3. Adosla,W.A ,(2009).Debt Servicing and Economic Growth in Nigeria: An Empirical Investigation. Global Journal of social sciences, Vol.8,No.2,1-11. 4. Ahmed, M. M., (2008).External Debts, Growth and Peace in the Sudan Some Serious Challenges Facing the Country in the Post- Conflict Era. CHR Michelsen Institute SR 2008: 1, Sudan. 5. Ayadi, F. S. and. Ayadi, F. O., (2008).The Impact of External Debt on Economic Growth: A Comparative Study of Nigeria and South Africa. Journal of Sustainable Development in Africa, Vol. No. 10, No.3, pp 234-264. 6. Boopen, S., Kesseven, P. and Ramesh, D., (2007).External Debt and Economic Growth: A Vector Error Correction Approach. International Journal of Business Research, pp 211-233. 7. Borensztein, E., (1990).Debt overhang, debt reduction and investment: The case of Philippines.IMF Working Paper, No. WP/90/7. 8. Cholifihani, M., (2008).A Co-integration Analysis of Public Debt Service and GDP in Indonesia. Journal of Management and Social Sciences, Vol. No. 4, No. 2. 9. Clements, B., Bhattacharya R. and Nguyen, T. Q., (2003).External Debt, Public Investment, and Growth in Low-Income Countries. IMF Working Paper. 03/249 ( 10. Cohen, D., (1993).Low Investment and Large LDC Debt in the 1980. American Economic Review, Vol. No. 83 (3), pp 437-449. 11. Cunningham, R. T., (1993).The Effect of Debt Burden on Economic Growth in Heavily Indebted Nation. Journal of economic development, Vol.18 No.1. 12. Deshpande, A., (1997).The debt overhang and the disincentive to invest. Journal of development Economics, Vol. No, 52(1), pp 169- 187. 13. Engle, R. F. and Granger, C. W. J., (1987).Co-integration and Error Correction: Representation, Estimation and Testing. Econometrica, Vol. No.55, pp. 251-278. 14. Granger, C. W. J. and Newbold, P., (1974).Spurious Regression in Econometrics. Journal of Econometrics, Vol. No.2 (2), pp 111-120. 15. Hameed, A., Ashraf. H. and Chaudhry, M. A., (2008).External Debt and its Impact on Economic Growth in Pakistan. International Research Journal of Finance and Economics, ISSN 1450-2887 Issue 20(2008). 16. Harris, R. and Sollis, R., (2003).Applied Time Series Modelling and Forecasting.Jhon Willey and Sons, Ltd.,Chichester, England. 17. Hasan, A. and Butt, S., (2008).Role of Trade, External Debt, Labor Force and Education in Economic Growth Empirical Evidence from Pakistan by using ARDL Approach.European Journal of Scientific Research, Vol. 20 No. 4, pp 852-862. 18. Johansen,S.,(1988).Statistical Analysis of CointegrationVectos.Journal of Economic Dynamics and Control, Vol. No. 12(2/3), pp 231-254. 19. Karagol, E., (2002).The Causality Analysis of External Debt Service and GNP: The Case of Turkey. Central Bank Review, Vol. No. 1 (2002), pp 39-64. 20. Krugman, P., (1988).Financing vs. forgiving a debt overhang: Some analytical issues. NBER Working Paper No. 2486 (Cambridge, Massachusetts: National Bureau of Economic Research). 21. Lucas, R. E., (1993).On the Determinents of Direct Foreign Investment Evidence from East and South East Asian. World Development, Vol. 21 No 03, pp 391-406. 22. Mohamed, M. A. A., (2005).The Impacts of external debt on economic growth: An empirical Assessment of the Sudan: 1978-2001. EASSRR, Vol. 21, No. 2, Sudan. 23. Oleksandr, D, (2003).Non linear impact of external debt on economic growth: The caseof post soviet countries. Unpublished M.A. thesis National University of “ yiv- Mohyla Academy”. 24. Omet, A. M. G. and Kalaji, F., (2003).External Debt and Economic Growth in Jordan: The Threshold Effect. International Economics, Vol. No. 256. Issue 3, pp 337-355. 25. Patenio, J. A. S. and. Tan-Cruz, A., (2007).Economic Growth and External Debt Servicing of the Philippines: 1981-2005. 10th National Convention on Statistics (NCS). 26. Patillo, C., Poirson. H. and Ricci, L., (2004).What Are the Channels Through Which External Debt Affects Growth. IMF Working paper ( 27. Romer, P., (1986).Increasing Returns and Long Run Growth. Journal of Political Economy, Vol. No. 94, pp 1002-1037. 28. Todaro, M. P., (1988).Economic Development in the Third World .Fourth Edition, Longman, New York and London, pp 411. 29. Warner, A.M., (1992).Did the Debt Crisis Cause the Investment Crisis?. Quarterly Journal of Economics, Vol. 107, No. 4, pp1161- 1186. 30. Were, M., (2001).The Impact of External Debt on Economic Growth in Kenya.United Nation University, World Institute for Development Economics Research, Paper No. 2001/116. 31. Wijeweera, A., Dollery. B. and Patberiya, P., (2005).Economic Growth and External Debt Servicing: A Cointegration Analysis of Sri Lanka, 1952 to 2002. Working Paper Series in Economics 2005-8. Tiếng Việt 1.Quốc hội nước Cộng hòa xã hội chủ nghĩa Việt Nam , (2011).Nghị quyết số10/2011/QH13 về về kế hoạch phát triển kinh tế-xã hội 5 năm 2011-2015. 2. Đoàn im Thành, (2008).Vốn vay ODA và khả năng trả nợ của Việt Nam, giai đoạn 1990-2005. Hội nghị nhóm các nhà tư vấn tài trợ cho Việt Nam, ngày /12/2008. 3.Nguyễn Hoàng Phương (2007) .Uớc lượng hiệu quả của vốn ODA đối với tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam giai đoạn 1986-2007. Nguồn tài chính trong nước và nước ngoài cho tăng trưởng ở Việt Nam ,Diễn đàn Phát triển Việt Nam ,NXB Lao động xã hội ,năm 2007. 7. Phụ lục 7.1 Bảng kết quả độ trễ tối ưu VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: LY LHK LK LLF LEDY Exogenous variables: C Date: 09/29/13 Time: 18:03 Sample: 1986 2011 Included observations: 24 * indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion LogL LR FPE AIC SC HQ 35.8497 NA 5.26E-08 -2.5708 -2.3254 -2.5057 193.152 235.954 9.05E-13 -13.596 -12.123 -13.205 7.2 Bảng kết quả Trace statistic và Max-Eigen Statistic Date: 09/29/13 Time: 23:01 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant) Series: LY LHK LK LLF LEDY Lags interval (in first differences): 1 to 2 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.95832 167.397 76.9728 0 At most 1 * 0.81394 94.3084 54.079 0 At most 2 * 0.64842 55.6294 35.1928 0.0001 At most 3 * 0.58579 31.5869 20.2618 0.0009 At most 4 * 0.38858 11.3152 9.16455 0.0193 Trace test indicates 5 cointegrating eqn(s) 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 Max- Eigen 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.95832 73.0884 34.8059 0 At most 1 * 0.81394 38.6791 28.5881 0.0019 At most 2 * 0.64842 24.0425 22.2996 0.0283 At most 3 * 0.58579 20.2717 15.8921 0.0096 At most 4 * 0.38858 11.3152 9.16455 0.0193 Max-eigenvalue test indicates 5 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 7.3 Bảng kết quả kiểm định trong dài hạn Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 10/12/13 Time: 11:42 Sample: 1986 2011 Included observations: 26 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -1.2166 9.09598 -0.1337 0.8949 LHK -0.0059 0.11079 -0.0529 0.9583 LK 0.84064 0.02746 30.6158 0 LLF 0.44691 0.69254 0.64531 0.5257 LEDY 0.17857 0.03293 5.42287 0 R-squared 0.99854 Adjusted R-squared 0.99826 S.E. of regression 0.08298 Sum squared resid 0.14461 Log likelihood 30.6015 Durbin-Watson stat 1.38986 Mean dependent var 33.0123 S.D. dependent var 1.99103 Akaike info criterion -1.9694 Schwarz criterion -1.7274 F-statistic 3592.81 Prob(F-statistic) 0 7.4 Bảng kết quả kiểm định trong ngắn hạn Vector Error Correction Estimates Date: 10/12/13 Time: 14:25 Sample (adjusted): 1989 2011 Included observations: 23 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1 LY(-1) 1 LHK(-1) -0.3866 -0.0415 [-9.32385] LK(-1) -0.2629 -0.0294 [-8.92922] LLF(-1) -1.6096 -0.3564 [-4.51637] LEDY(-1) -0.204 -0.0057 [-35.9242] 86 -0.0235 -0.0112 [-2.10772] C 15.0898 Error Correction: D(LY) D(LHK) D(LK) D(LLF) D(LEDY) CointEq1 -1.4291 -0.4477 -2.7835 0.14285 -1.3255 -0.4455 -0.9121 -1.0398 -0.0778 -2.6012 [-3.20806] [-0.49085] [-2.67701] [ 1.83513] [-0.50957] D(LY(-1)) -0.0059 -0.1991 0.0415 -0.0572 2.0137 -0.1794 -0.3674 -0.4188 -0.0314 -1.0477 [-0.03310] [-0.54196] [ 0.09908] [-1.82375] [ 1.92200] D(LY(-2)) -0.4547 -0.8072 -0.5339 0.05501 0.65465 -0.1582 -0.324 -0.3693 -0.0277 -0.9239 [-2.87407] [-2.49178] [-1.44560] [ 1.98971] [ 0.70861] D(LHK(-1)) -0.0539 -0.1249 -0.2344 0.01076 0.01731 -0.1176 -0.2408 -0.2745 -0.0206 -0.6866 [-0.45860] [-0.51895] [-0.85386] [ 0.52379] [ 0.02521] D(LHK(-2)) 0.18556 0.37399 0.13572 -0.0455 -0.1979 -0.1132 -0.2317 -0.2642 -0.0198 -0.6608 [ 1.63972] [ 1.61402] [ 0.51379] [-2.30296] [-0.29952] D(LK(-1)) 0.05467 0.26718 -0.5014 0.01231 -0.8068 -0.194 -0.3972 -0.4528 -0.0339 -1.1326 [ 0.28187] [ 0.67273] [-1.10739] [ 0.36318] [-0.71232] D(LK(-2)) 0.11453 0.51469 0.23785 0.03374 -1.303 -0.0976 -0.1997 -0.2277 -0.0171 -0.5696 [ 1.17406] [ 2.57684] [ 1.04459] [ 1.97923] [-2.28739] D(LLF(-1)) -2.2554 -2.5787 -5.1568 0.33416 -11.052 -1.6766 -3.433 -3.9136 -0.293 -9.7906 [-1.34518] [-0.75113] [-1.31768] [ 1.14052] [-1.12886] D(LLF(-2)) -2.0577 -1.5358 -2.4777 0.512 -12.324 -0.8519 -1.7443 -1.9885 -0.1489 -4.9746 [-2.41542] [-0.88044] [-1.24603] [ 3.43939] [-2.47744] D(LEDY(-1)) -0.132 -0.0254 -0.6167 0.03792 -0.0597 -0.0793 -0.1623 -0.185 -0.0139 -0.4629 [-1.66527] [-0.15634] [-3.33273] [ 2.73747] [-0.12886] D(LEDY(-2)) -0.0345 0.12644 -0.1689 0.01662 -0.2775 -0.0768 -0.1572 -0.1792 -0.0134 -0.4483 [-0.44882] [ 0.80443] [-0.94271] [ 1.23864] [-0.61914] C 0.4044 0.27657 0.70994 -0.01 0.59411 -0.1183 -0.2423 -0.2762 -0.0207 -0.691 [ 3.41726] [ 1.14136] [ 2.57010] [-0.48308] [ 0.85973] R-squared 0.97103 0.51856 0.88779 0.958 0.88241 Adj. R-squared 0.94207 0.03712 0.77558 0.91599 0.76483 Sum sq. resids 0.01341 0.05622 0.07305 0.00041 0.45721 S.E. equation 0.03491 0.07149 0.08149 0.0061 0.20387 F-statistic 33.5226 1.0771 7.91201 22.8077 7.50443 Log likelihood 53.0091 36.5261 33.5129 93.1309 12.4226 Akaike AIC -3.566 -2.1327 -1.8707 -7.0549 -0.0368 Schwarz SC -2.9736 -1.5403 -1.2783 -6.4624 0.55569 Mean dependent 0.21957 0.16565 0.2513 0.02609 -0.0117 S.D. dependent 0.14505 0.07285 0.17203 0.02105 0.42041 Determinant resid covariance (dof adj.) 1.80E-15 Determinant resid covariance 4.50E-17 Log likelihood 269.686 Akaike information criterion -17.712 Schwarz criterion -14.454 7.5 Bảng kết quả phân rã phương sai Period S.E. LY LHK LK LLF LEDY 1 0.03491 100 0 0 0 0 2 0.06027 61.5747 8.09468 11.0108 1.72932 17.5906 3 0.08469 39.4084 7.11014 15.5155 9.9535 28.0125 4 0.10759 30.0992 6.64513 14.9965 15.8622 32.397 5 0.13577 24.4224 6.47195 12.9508 19.3211 36.8338 6 0.16437 20.2416 5.6689 11.2677 23.6146 39.2072 7 0.19492 17.364 5.02994 10.0809 27.2509 40.2742 8 0.22602 15.4608 4.38107 9.19931 30.2971 40.6618 9 0.25743 13.9974 3.78815 8.64244 33.0583 40.5136 10 0.2889 12.9539 3.31469 8.30758 35.2588 40.165 Cholesky Ordering: LY LHK LK LLF LEDY 7.6 Dữ liệu các biến trong mô hình Năm Lực lượng lao động (Người) Vốn (VND) GNP (VND) Chi tiêu cho giáo dục (VND) Nợ nước ngoài trên GDP (%) 1986 27,400,000 86,399,980,000 599,000,000,000 1,093,309,282,127 43% 1987 28,500,000 389,200,000,000 2,870,000,000,000 1,293,728,448,043 39% 1988 28,500,000 2,751,600,000,000 15,420,000,000,000 1,530,887,302,100 62% 1989 28,900,000 4,110,200,000,000 28,093,000,000,000 1,811,520,752,500 329% 1990 32,720,150 5,272,000,000,000 39,284,000,000,000 2,143,598,312,063 451% 1991 33,402,890 11,560,000,000,000 72,620,000,000,000 2,536,550,418,833 351% 1992 34,072,990 19,498,000,000,000 106,757,000,000,000 3,001,536,244,488 233% 1993 34,762,580 34,020,000,000,000 134,913,000,000,000 3,551,760,595,841 187% 1994 35,466,180 45,483,000,000,000 174,017,000,000,000 4,202,848,908,900 154% 1995 36,256,470 62,131,000,000,000 226,391,000,000,000 6,383,828,065,500 122% 1996 37,143,750 76,450,000,000,000 267,736,000,000,000 7,395,896,521,400 108% 1997 38,068,980 88,754,000,000,000 307,875,000,000,000 9,113,281,424,800 85% 1998 39,162,460 104,875,000,000,000 354,368,000,000,000 10,437,454,374,000 86% 1999 40,294,840 110,503,000,000,000 394,614,000,000,000 11,169,896,001,600 81% 2000 41,283,200 130,771,000,000,000 435,319,000,000,000 12,546,878,392,200 42% 2001 42,356,670 150,033,000,000,000 474,855,000,000,000 13,685,499,007,200 39% 2002 43,341,370 177,983,000,000,000 527,056,000,000,000 14,948,452,849,100 38% 2003 44,388,460 217,434,000,000,000 603,688,000,000,000 17,134,012,830,000 41% 2004 45,399,760 253,686,000,000,000 701,906,000,000,000 19,786,834,989,000 40% 2005 46,397,990 298,543,000,000,000 822,432,000,010,000 23,222,223,884,000 36% 2006 47,369,860 358,629,000,000,000 953,232,000,000,000 26,869,001,856,000 31% 2007 48,319,140 493,300,000,000,000 1,109,403,971,270,970 31,211,673,906,000 33% 2008 49,288,100 589,746,000,000,000 1,436,273,818,837,660 42,101,720,679,000 30% 2009 50,190,070 632,326,000,000,000 1,580,461,000,000,000 46,748,253,706,000 36% 2010 51,140,460 770,211,000,000,000 1,898,664,000,000,000 54,334,234,176,000 47% 2011 51,998,590 887,420,000,000,000 2,415,203,539,100,000 69,005,600,876,000 48%