Đề tài Thực trạng tình hình sử dụng vốn đầu tư phát triển và vốn đầu tư phát triển từ ngân sách nhà nước tới tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

lượng vốn đầu tư từ NSNN để đào tạo lao động cũng như xây dựng cơ sở vật chất hạ tầng để tăng thêm độ hấp dẫn của môi trường đầu tư tại Việt Nam Xem xét mối quan hệ giữa đầu tư từ NSNN chi cho phát triển và đầu tư nước ngoài vào Việt nam trong những năm qua, ta nhận thấy hai nguồn vốn này có quan hệ khăn khít với nhau. Hệ số tương quan cặp Pearson Correlation = 0.734 cho biết ở mức ý nghĩa 5% thì giữa nguồn vốn đầu tư phát triểnt từ NSNN có quan hệ với nhau. Những nhân tố tác động tới đầu tư phát triển từ NSNN . Trong các phần trên, sự tác động của vốn đầu tư cũng như vốn đầu tư phát triển từ NSNN tới tăng trưởng đã được làm rõ. Vậy vốn đầu tư từ NSNN chịu tác động từ những yếu tố nào? Đầu tư từ NSNN cho phát triển phụ thuộc vào rất nhiều yếu tố như tình trạng của nền kinh tế: nền kinh tế đang trong đà tăng trưởng hay suy thoái, quy mô GDP lớn hay nhỏ, lãi suất tiền vay cao hay thấp. Ngoài ra chi đầu tư phát triển từ NSNN còn phụ thuộc vào lượng vốn đầu tư của khu vực tư nhân và khu vực vốn đầu tư cửa nước ngoài. Nhưng quan trọng hơn cả, đầu tư từ NSNN cho phát trển kinh tế lại phụ thuộc cơ bản vào mục tiêu phát triển kinh tế của quốc gia. Do đó phụ thuộc chặt chẽ vào các chính sách tài khoá của chính phủ cũng như phụ thuộc vào mục tiêu thâm hụt Ngân sách Nhà nước, có chấp nhận thâm hụt cơ cấu trong Ngân sách hay cần giữ cho Ngân sách cân bằng. Dưới đây sẽ đi sâu vào phân tích một số yếu tố tác động tới đầu tư phát triển từ NSNN của Việt nam trong giai đoạn 1990-2000 Một số nét cơ bản của chính sách tài khoá Việt Nam giai đoạn 1990-2000 Chính sách tài khoá của chính phủ Việt nam giai đoạn 1990-2000 xác định: "NSNN được cân đối theo nguyên tắc tổng số thu từ thuế, phí và lệ phí phải lớn hơn tổng số chi thường xuyên và góp phần tích luỹ ngày càng cao vào chi đầu tư phát triển. Trường hợp còn bội chi thì số bội chi phải nhỏ hơn số chi đầu tư phát triển, tiến tới cân bằng thu, chi Ngân sách". Đầu những năm 90, đường lối cải cách kinh tế của Đảng và Nhà nước ngày càng được khẳng định rõ nét và đi vào thực tiễn sâu rộng hơn: Đổi mới toàn diện cơ chế quản lý kinh tế, chuyển từ hình thức kế hoạch hoá tập trung, bao cấp sang vận hành theo cơ chế thị trường, có sự quản lý của Nhà nước. Trong lĩnh vực đầu tư và xây dựng, cơ chế, chính sách mới nhằm huy động tối đa các nguồn vốn thuộc các thành phần kinh tế trong và ngoài nước đã được ban hành để thu hút vốn đầu tư phát triển kinh tế trong và ngoài nước đã được ban hành để thu hút vốn đầu tư phát triển kinh tế đất nước. Do vậy, chính sách, cơ chế tài chính đối với đầu tư phát triển thời kì này có những tiến bộ đáng kể. Thu hẹp dần tình trạng bao cấp tràn lan trong lĩnh vực sử dụng vốn NSNN cho đầu tư xây dựng cơ bản; chuyển một bộ phận vốn đầu tư XDCB tập trung của NSNN cho đối tượng là các dự án sản xuất kinh doanh, dịch vụ có khả năng thu hồi vốn đầu tư trực tiếp sang cơ chế cho vay để đầu tư; khuyến khích các doanh nghiệp tự đầu tư, tự vay, tự trả, tự chịu trách nhiệm về kết quả đầu tư Mặt khác do nhà nước cắt giảm 10% dự toán các khoản chi ngân sách, nên làm cũng làm giảm các khoản chi cho đầu tư phát triển. Chi cho đầu tư phát triển từ NSNN thực sự là mục tiêu của chính sách tài khoá của Việt Nam giai đoạn này. Với những tác động chủ quan của nhà nước vào NSNN cho phù hợp với cơ chế kinh tế, định hướng đề ra đã làm tính khách quan của vốn NSNN giảm đi rất nhiều ảnh hưởng từ thuế tới chi đầu tư phát triển từ NSNN Thuế là một công cụ quan trọng nhằm huy động một phần thu nhập của xã hội vào trong tay Nhà nước để thực hiện các nhiệm vụ phát triển xã hội và điều tiết vĩ mô nền kinh tế. Sự thay đổi của thuế sẽ ảnh hưởng trực tiếp tới đầu tư từ NSNN. Trong tổng các nguồn động viên vào NSNN giai đoạn 1991-2000 thì động viên từ thuế chiếm phần lớn tổng thu NSNN .Tổng động viên từ thuế vào NSNN trong giai đoạn này bình quân chiếm 81% tổng thu NSNN. Mặt khác, chi NSNN cho đầu tư xây dựng cơ bản trong giai đoạn này cũng chiếm tới 26.2% tổng chi NSNN. Do chính sách tài khoá được điều hành trong giai đoạn này theo quan điểm thắt chặt, tổng chi kể cả chi đầu tư phát triển, chủ yếu bị giới hạn trong tổng số những gì thu được từ nội bộ nền kinh tế. Vì vậy khi hiệu quả thu từ thuế tăng lên sẽ tạo tiền đề cho việc tăng thêm nguồn vốn chi cho đầu tư phát triển lấy từ NSNN. Tuy nhiên, trong những năm tới đây, khi Việt Nam tham gia hội nhập quốc tế (cụ thể tham gia vào chương trình ưu đãi thuế quan có hiệu lực chung CEPT/AFTA) thì có rất nhiều mục hàng xuất nhập khẩu phải cắt giảm thuế quan để phù hợp với tiến trình hội nhập. Trong vòng 3 năm (2001-2003) ngoài nhóm mặt hàng nhạy cảm, nếu mức thuế suất hiện hành của dòng thuế nào cao hơn 20% sẽ phải giảm ngay xuống mức 20% tại năm đó và tiếp tục cắt giảm xuống còn 0-5% vào năm 2006. Hiên tại số này còn khoảng 1300 dòng và lộ trình thực hiện trong năm 2002 khoảng 510 và năm 2003 đưa nốt gần 700 dòng thuế vào diện cắt giảm. Việc cắt giảm thuế quan này rõ ràng ảnh hưởng rất mạnh tới nguồn thu NSNN, do đó cũng tác động gián tiếp tới nguồn đầu tư xây dựng cơ bản từ NSNN. Tuy nhiên, việc cắt giảm thuế quan sẽ ảnh hưởng theo chiều hướng tích cực hay tiêu cực cho NSNN thì vẫn chưa đánh giá được bởi sự tác động kép của nó. Dưới đây sẽ đưa ra một số tác động của việc cắt giảm thuế quan nhập khẩu tới thu ngân sách nhà nước, từ đó tác động tới chi NSNN cho đầu tư phát triển: - Hành vi cắt giảm thuế nhập khẩu đối với hàng hoá sxất sứ từ ASEAN sẽ trực tiếp làm giảm thu NSNN từ thuế nhập khẩu. Số thuế giảm này là đáng kể và chiếm tỷ trọng thiếu hụt khá lớn trong tổng thu NSNN. Theo một tính toán của tổng cục Thuế cho thấy: Khi tham gia vào AFTA số thu thuế nhập khẩu trong giai đoạn 1998-2006 sẽ giảm khoảng 171 triệu USD bằng khoảng 8.8% số thu từ tổng thuế nhập khẩu và tương đương khoảng 2.2%tổng số thu NSNN - Việc cắt giảm thuế nhập khẩu còn gián tiếp làm giảm số thu từ NSNN. Do thuế nhập khẩu giảm, mức cung hàng nhập khẩu tăng lên đã tác động đến khả năng cạnh tranh của hàng hoá cùng chủng loại được sản xuất trong nước với hàng nhập khẩu. Trong nhiều trường hợp, mức cung sản phẩm trong nước sẽ giảm đi do chi phí sản xuất trong nước cao hơn nhập khẩu. Điều đó tác động làm thu hẹp quy mô của những doanh nghiệp trong nước do không có khả năng cạnh tranh. Nguồn thu từ các doanh nghiệp này cũng giảm đi tương ứng, việc động viên thuế của các doanh nghiệp này vào NSNN vì thế cũng giảm. -Tuy nhiên có thể khẳng định rằng việc cắt giảm thuế nhập khẩu được coi là nhân tố quan trọng để tạo ra nguồn thu cho NSNN. Điều đó được thể hiện ở hai quan điểm như sau: + Thứ nhất việc giảm thuế quan là nhân tố làm tăng kim ngạch xuất khẩu và thúc đẩy sản xuất, từ đó tạo ra khả năng tăng nguồn thu NSNN + Việc cắt giảm thuế nhập khẩu làm giảm giá của hàng nhập khẩu đối với các nguyên vật liệu và làm giảm chi phí đầu vào của các ngành sản xuất, từ đó góp phần hạ giá thành sản phẩm và tăng sản lượng sản xuất trong những ngành đó. Điều này dẫn tới khả năng tăng thu cho NSNN ở một số loại thuế khác như thuế VAT, thuế thu nhập doanh nghiệp, thuế thu nhập cá nhân. Đây là tác động mang tính lâu dài và căn bản của giảm thuế nhập khẩu làm tăng nguồn thu NSNN. Qua phân tích trên cho thấy việc hội nhập quốc tế trong thời gian tới đây sẽ làm thay đổi tổng thu NSNN. Mặt khác chính sách tài khoá trong giai đoạn này được điều hành theo quan điểm thắt chặt, tổng chi kể cả chi đầu tư phát triển, chủ yếu bị giới hạn trong tổng số những gì thu được từ nội bộ nền kinh tế, Do đó sự biến động này sẽ làm biến động tổng chi NSNN cho đầu tư phát triển ảnh hưởng của GDP tới nguồn vốn đầu tư phát triển từ NSNN GDP là nhân tố cơ bản nhất tác động tới đầu tư xây dựng cơ bản của nhà nước, khi GDP tăng lên thì tích luỹ từ nội bộ nền kinh tế sẽ tăng nên. Từ đó làm tăng khối lượng đầu tư cho nền kinh tếquy mô sản xuất đươc mở rộng thu nhập tăng lên tổng động viên thuế vào NSNN tăng lên chi cho đầu tư phát triển từ NSNN tăng lên Như vậy, ảnh hưởng của GDP tới nguồn vốn chi cho đầu tư phát triển từ NSNN gián tiếp thông qua đóng góp của nền kinh tế bằng thuế, ảnh hưởng này đã được làm rõ ở trên. ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính châu á tới nguồn vốn đầu tư phát triển từ NSNN Cuộc khủng hoảng tài chính châu á bắt đầu xuất phát từ Thái lan và quét sang các nước lân cận năm 1997 và nhanh chóng ảnh hưởng tới sự biến động nền kinh tế của khu vực này: Kinh tế suy thoái, đồng tiền mất giá, nhu cầu trong nước đình trệ, tín dụng co hẹp, lạm phát gia tăng, thất nghiệp cao và mất ổn định. Trước tình hình đó nguồn vốn FDI cũng như môi trường đầu tư của khu vực châu á nói chung và Đông Nam á nói riêng bị biến động rất nhiều. ở Việt Nam tuy nền kinh tế không biến động lớn nhưng nguồn vốn FDI bị sụt giảm liên tục (xem đồ thị). Sự sụt giảm này đã kéo theo sự sụt giảm trong tổng vốn đầu tư toàn xã hội, nhiều dự án đầu tư bằng vốn nước ngoài đã xin rút vốn khỏi danh mục đầu tư. Nguồn vốn vay ODA cũng gặp khó khăn không kém do các khoản tài trợ bị cắt giảm liên tục. Môi trường đầu tư bị giảm sức hút. Không những nguồn vốn FDI bị sút giảm mà nguồn vốn trong nước cũng bị giảm xuống. Sự giảm sút của vốn trong nước một phần do sự biến động của tỷ giá hối đoái một phần do tâm lý lo sợ của dân cư. Các nguồn vốn trong nước được thu hẹp chuyển thành các khoản tích trữ ngoại tệ mạnh và kim loại quý gây khó khăn cho hệ thống ngân hàng trong việc huy động vốn Trước tình hình đó nhà nước đã chủ động dùng vốn ngân sách nhà nước kêt hợp với nguồn vốn tín dụng đẩy mạnh cầu đầu tư và cầu tiêu dùng nhằm hâm nóng nền kinh tế đã bị trầm lắng do cuộc khủng hoảng đem lại. Với mục đích kích cầu, tạo công ăn việc làm cho người lao động, cải thiện môi trường đầu tư, nguồn vốn nhà nước chi cho giáo dục, công nghệ cơ sở hạ tầng được tăng lên đáng kể (xem biểu đồ) Cải thiện môi trường đầu tư không những trên lĩnh vực cơ sở vật chất hạ tầng mà nhà nướoc còn chủ động cải thiện ngay trong kết cấu thượng tầng bằng việc sửa đổi các văn bản pháp luật tạo điều kiện pháp lý thuận lợi hơn cho đầu tư trong nước. Hàng loạt chính sách được áp dụng trong thời kì này đã có tác dụng thiết thực. Nguồn vốn FDI có xu hướng tăng trở lại trong những năm gần đây, nguồn vốn tín dụng nhà nước và tư nhân cũng có xu hướng tăng. Tốc độ tăng trưởng GDP cũng có xu hướng tăng trưởng cao dần báo hiệu sự phục hồi của nền kinh tế. Có được những kết quả này phần lớn nhờ những chính sách đúng đắn kịp thời của Đảng và Nhà nước nhưng cũng phải công nhận vai trò dẫn dắt, "chủ đạo" của vốn đầu tư phát triển từ NSNN . một số kiến nghị nhằm nâng cao hiệu quả của đầu tư phát triển từ NSNN Những tồn tại trong đầu tư phát triển từ Ngân sách Nhà nước Bên cạnh những kết quả đạt được trong việc thực hiện đầu tư của NSNN tới tăng trưởng kinh tế thì đầu tư từ NSNN của Việt Nam trong giai đoạn 1991-2000 còn những tồn tại sau: Về chính sách huy động vốn Để đáp ứng Mục tiêu đầu tư phát triển cơ sở hạ tầng kinh tế - xã hội, trong 10 năm 1991-2000 NSNN đã chi trên 140 nghìn tỷ đồng. Thực chất đóng góp cho khoản chi này bằng nguồn tích luỹ của NSNN chỉ chiếm khoảng 27%. Số thiếu hụt còn lại phải xử lý qua bội chi Ngân sách- vay trong nước và vay nước ngoài. Trong đó các khoản vay trong nước khoảng 30% và vay ODA của nước ngoài khoảng 43%. Như vậy 73% số chi đầu tư phát triển từ NSNN được bù đắp bằng khoản đi vay. Đây vừa là thời cơ, nhưng cũng là nguy cơ tiềm ẩn. Nếu đầu tư kém hiệu quả thì chẳng những không tăng trưởng kinh tế vững chắc được mà còn làm tăng gánh nợ cho các thế hệ sau này. Thực tế này đáng là một báo động, cần hết sức quan tâm trong điều hành kinh tế. Về sử dụng vốn đầu tư từ NSNN Tồn tại lớn nhất là cơ cấu phân bổ vốn đầu tư từ NSNN chưa hợp lý trong những năm gần đây. Hiệu quả đầu tư nói chung có xu hướng giảm xút không chỉ không chỉ ở cấp độ toàn nền kinh tế mà còn diễn ra ở cấp ngành và cấp cơ sở. Hệ số ICOR ngày càng lớn, thời kì 1991-1995 hệ số ICOR là 3.0 thì thời kì 1996-2000 là 4.9. Nguyên nhân cơ bản là do cơ cấu đầu tư nói chung và cơ cấu đầu tư phát triển từ NSNN nói riêng theo ngành chưa hợp lý. * Trong nông nghiệp: Vốn đầu tư phát triển từ NSNN chỉ tập trung vào các công trình thuỷ lợi, phục vụ mục tiêu tăng sản lượng cho cây lúa mà chưa đầu tư đúng mức vào khoa học công nghệ trong Nông nghiệp, nhất là giống mới về cây con và công nghiệp chế biến bảo quản nông sản. Đầu tư vào nghề rừng, nghề cá thiếu đồng bộ dẫn đến hiệu quả thấp, giá thành sản phẩm cao, chất lượng kém làm cho khả năng cạnh tranh trên thị trường thế giới thấp. Chủ trương của Đảng là công nghiệp hoá Nông nghiệp, thị trường hoá Nông thôn, từng bước xoá đói giảm nghèo, nhưng chính sách đầu tư chưa hướng tới mục tiêu này. Bởi lẽ, với cách đầu tư để tăng sản lượng như hiện nay thì may chăng chỉ xoá được đói, chứ chưa thể giảm được nghèo. Để giảm được nghèo, điều kiện cần thiết là phải thay đổi cơ cấu đầu tư trong Nông nghiệp theo hướng sản xuất hàng hoá có chất lượng cao, giá thành hạ. Khi đó mới có thể tham gia vào cạnh tranh với thị trường thế giới. * Trong công nghiệp: Thực tế đầu tư cho lĩnh vực này vẫn mang tính chắp vá, giải quyết những khó khăn nhất thời mà chưa thể hiện một chiến lược phát triển thực sự của ngành, trình độ công nghệ trong khu vực doanh nghiệp nhà nước nói chung rất lạc hậu, máy móc thiết bị cũ kĩ, lỗi thời. Hiện tượng đầu tư theo phong trào bằng vốn NSNN là khá phổ biến và kéo dài làm giảm hiệu quả, gây khó khăn cho nền kinh tế trong việc sử lý hậu quả. * Trong lĩnh vực dịch vụ: Trong điều kiện của nền kinh tế thị trường mở cửa, hội nhập và cạnh tranh quốc tế, hoạt động dịch vụ có tầm quan trọng đặc biệt trong việc tạo môi trường đầu tư thuận lợi, góp phần tăng trưởng cho nền kinh tế. Tuy nhiên, cho đến nay, nhận thức vai trò của dịch vụ còn chưa được thoả đáng. Chúng ta mới chỉ tập chung chú ý vốn NSNN đầu tư vào một số khâu của lĩnh vực này như: giao thông, bưu điện, thông tin liên lạc … mà gần như bỏ trống một số hoạt động dịch vụ khác như: Ngân hàng, bảo hiểm, kế toán…Do đó, bố trí và phân bổ vốn đầu tư từ Ngân sách cho lĩnh vực này hợp lý là điều kiện hết sức cần thiết. *.Trong đầu tư kết cấu hạ tầng: Nét hạn chế nổi bật trong khâu này là chưa bám sát các mục tiêu quan trọng của nền kinh tế dẫn tới hậu quả là: Đầu tư dàn trải kéo dài tiến độ, vốn chờ công trình….diễn ra khá phổ biến và lặp đi lặp lại nhiều năm qua ở nhiều bộ, ngành, địa phương. Năm 1997 cả nước có khoảng 6000 dự án, năm 1998 còn 5000 dự án, năm 1999 còn 4000 nhưng năm 2000 lại có tới 5300 dự án được đầu tư bằng vốn Ngân sách Nhà nước. Nguyên nhân của tình trạng này là do người được quyết định đầu tư các dự án D, C tách rời người lo vốn. Nếu có cơ chế gắn kết quyền hạn và trách nhiệm lại với nhau thì tình hình hẳn là khác hoàn toàn. Ngoài ra, khâu xét duyệt đầu tư, giải phóng mặt bằng, đấu thầu đang là một vấn đề hết sức bức xúc. Định hướng và giải pháp nhằm nâng cao hiệu quả sử dụng vốn đầu tư từ ngân sách nhà nước Về kết cấu Ngân sách Nhà nước *. Thu NSNN duy trì ở mức 20-22% GDP; Chính sách thu ngân sách phải giải quyết tốt hơn nữa mối quan hệ về lợi ích kinh tế giữa Nhà nước và xã hội; đảm bảo nguồn lực tài chính để duy trì hoạt động của bộ máy nhà nước, giữ vững quốc phòng an ninh, điều chỉnh vĩ mô nền kinh tế và thực hiện chính sách xã hội; đồng thời giải phóng nội lực, tạo động lực thúc đẩy sản xuất kinh doanh phát triển, tăng sức cạnh tranh của các doanh nghiệp trong nước. Các giải pháp cụ thể là: Từng bước mở rộng và khai thác nguồn thu cho ngân sách, tăng cường chống thất thu Ngân sách, đặc biệt chống thất thu về thuế và phí. Tiếp tục kiện toàn hệ thống chính sách thuế theo hướng giảm số lượng thuế suất, hạn chế ưu đãi và miễn giảm thuế, mở rộng phạm vi và đối tượng nộp thuế, thực hiện công bằng về thuế giữa các thành phần kinh tế, giữa các doanh nghiệp. Điều chỉnh cơ cấu các sắc thuế và thuế suất phù hợp với yêu cầu phát triển, hội nhập và thực hiện các cam kết quốc tế. Nâng dần tỷ trọng thuế trực thu theo những bước đi thích hợp, nghiên cứu triển khai áp dụng thuế thu nhập cá nhân và thuế tài sản. Mở rộng các hình thức thu nộp các khoản thu NSNN trực tiếp vào kho bạc Nhà nước; Đề cao vai trò kiểm tra và kiểm soát thu NSNN của cơ quan thuế, Hải quan và Kho bạc Nhà nước. *. Đổi mới và hoàn thiện cơ cấu chi NSNN phù hợp với chiến lược phát triển kinh tế xã hội phân bổ sử dụng NSNN phải cân nhắc phối hợp với các nguyên tắc tài chính của toàn xã hội để đảm bảo tính hiệu quả và tiết kiệm. Các giải pháp cụ thể là: Trong thời gian tới, chi NSNN cần tập trung vào ba mục tiêu lớn. Thứ nhất, đầu tư vào các công trình hạ tầng cơ sở không có khả năng thu hồi vốn trực tiếp nhưng có vai trò quan trọng thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và mở rộng thị trường. Thứ hai, hỗ trợ đầu tư để chuyển dịch cơ cấu kinh tế, chuyển dịch lao động theo hướng CNH-HĐH và khuyến khích xuất khẩu. Thứ ba, ưu tiên hợp lý chi NSNN cho giáo dục đào tạo, nghiên cứu cơ bản và nghiên cứu triển khai ứng dụng khoa học công nghệ, xoá đói giảm nghèo. Tiếp tục nâng tỷ trọng chi đầu tư phát triển trong tổng chi NSNN, trong đó giảm vốn cấp phát và tăng vốn tín dụng Nhà nước lên khoảng 40-50% tổng chi đầu tư phát triển từ khu vực nhà nước. *. Tiếp tục hoàn thiện cơ chế quản lý và điều hành NSNN. Cụ thể là: - Hoàn thiện cơ chế phân cấp quản lý NSNN theo hướng tăng cường hơn nữa quyền hạn và trách nhiệm của chính quyền địa phương các cấp trong quản lý và phân bổ ngân sách, tạo thế tự chủ hơn nữa cho Ngân sách Địa phương. Nghiên cứu hoàn thiện hệ thống tiêu chuẩn, định mức, chế độ chi NSNN làm cơ sở để xây dựng dự toán và kiểm tra, kiểm soát chi Ngân sách một cách có hiệu quả. Cải tiến dần từng bước quy trình lập dự toán, thực hiện dự toán Ngân sách theo hướng giảm bớt các đầu mối trung gian và tránh chồng chéo. Thực hiện nghiêm chỉnh chế độ công khai tài chính ở tất cả các cấp Ngân sách và các đơn vị dự toán ngân sách. *. Duy trì bội chi NSNN ở mức hợp lý Để đáp ứng nhu cầu đầu tư cơ sở hạ tầng kinh tế - xã hội với quy mô lớn trong những năm tới (như thuỷ điện Sơn La, đường Hồ Chí Minh…) NSNN phải có một lượng vốn đầu tư rất lớn. Trong điều kiện nguồn thu và tích luỹ của ngân sách có hạn, thì việc sử dụng nguồn bội chi NSNN (vay trong nước và ODA) cho đầu tư là tất yếu. Nên "tiếp tục duy trì chính sách tài khoá có bội chi … ở mức thâm hụt ngân sách trong giới hạn hợp lý". mức bội chi ngân sách chỉ được coi là hợp lý khi dựa trên tiêu chuẩn hiệu quả và được giải quyết tốt trong mối quan hệ: Đầu tư - Tăng trưởng - Có nguồn thu- Trả nợ được. Trong mối quan hệ này, hiệu quả và tăng trưởng là mục tiêu, còn mức bội chi bao nhiêu chỉ là phương tiện đạt tới mục tiêu đó. Không nên quy định mức bội chi ở một tỷ lệ cứng nhắc mà nên căn cứ vào nhu cầu và khả năng hiệu quả do đầu tư mang lại. Tuy nhiên, để đảm bảo an toàn tài chính, đề phòng nguy cơ lạm phát, thì giới hạn mức bội chi không vượt quá tỷ lệ tăng trưởng GDP. Về chính sách và cơ cấu quản lý vốn đầu tư từ NSNN Như trên đã nêu, do yêu cầu phát triển của nền kinh tế Việt Nam cần phải có hệ thống kết cấu hạ tầng kĩ thuật đồng bộ. Để đáp ứng nhu cầu trên hàng năm NSNN phải dành một số vốn đầu tư khá lớn, khoảng trên dưới 20% tổng vốn đầu tư toàn xã hội để đầu tư vào mục tiêu này. Điều đáng lưu ý là khoảng 60-70% số vốn đầu tư đó được hình thành từ nguồn vay trong nước và ODA, nhưng đáng tiếc là việc sử dụng nguồn vốn này chưa đạt được hiệu quả mong muốn, tình trạng này nếu kéo dài sẽ gây bất lợi cho nền kinh tế. Để chấn chỉnh tình hình trên, trong vòng 10 năm nay nhà nướcđã nhiều lần ban hành các Nghị định để thay thế hoặc sửa đổi bổ sung Điều lệ quản lý đầu tư và xây dựng. Tuy nhiên, những tồn tại cũ trong đầu tư hàng năm vẫn kéo dài, lặp đi lặp lại. để giải quyết tình trạng trên cần có biện pháp sắp xếp lại về mặt tổ chức và điều hành bằng các giải pháp sau: Về công tác quy hoạch: Cần đặc biệt coi trọng công tác quy hoạch ngành và lãnh thổ, tăng cường giám sát, nghiệm thu chất lượng của khâu này, thực hiện quy hoạch đi trước một bước, kiên quyết loại trừ những dự án đầu tư không nằm trong quy hoạch hoặc chưa rõ ràng về quy hoạch. Về công tác kế hoạch hoá: cần tổng kết, đánh giá và cải tiến cơ bản phương pháp lập kế hoạch, phân bổ vốn và điều hành kế hoạch đầu tư XDCB theo hướng: + Để tránh thi công kéo dài, đảm bảo đầu tư tập trung dứt điểm thì chỉ ghi vào kế hoạch năm những dự án đã thực sự hoàn thành khâu chuẩn bị đầu tư (lập báo cáo nghiên cứu khả thi) và một số khâu quan trọng nhất trong chuẩn bị thực hiện đầu tư, bao gồm hoàn thành giải phóng mặt bằng và đấu thầu nhằm giải ngân nhanh, tránh tình trạng vốn chờ công trình. + Trong việc bố trí vốn đầu tư: Để tránh tình trạng đầu tư dàn trải, phân tán, kéo dài, cần kiên quyết thực hiện nguyên tắc mở rộng phân cấp, đồng thời nâng cao trách nhiệm và tự chịu trách nhiệm của các cấp trên chủ đầu tư trong việc phân bổ vốn đầu tư, Nhà nước chỉ kiểm tra, khống chế những quy định chung như dự án nhóm C không quá hai năm. + Về phương thức cấp phát vốn đầu tư tránh tình trạng ứ đọng vốn đầu tư ở hệ thống Kho bạc Nhà nước, cần nghiên cứu áp dụng đại trà việc chuyển hình thức cấp phát từ " lệnh chi" sang hình thức "hạn mức". + Đối với dự án hoàn thành đưa vào sử dụng cần dứt điểm khâu quyết toán và thẩm tra quyết toán. Lực lượng chính để đảm nhận việc này là các công ty kiểm toán độc lập. Các công ty này phải chịu trách nhiệm trước pháp luật về kết quả thẩm tra quyết toán. Ngành tài chính có chức năng kiểm tra. Bên cạnh đó cần quy định chế tài đối với chủ đầu tư khi quyết toán chậm so với quy định. + Về mặt tổ chức bộ máy: Cần tiếp tục thực hiện cải cách hành chính, cắt giảm thủ tục xét duyệt rườm rà, tránh trùng chéo trong quản lý giữa các bộ hoặc giữa các cơ quan trong một bộ, tăng cường kiểm tra và đề cao trách nhiệm trong từng khâu công việc quản lý. Tiếp tục hoàn thiện môi trường pháp lý, đổi mới hoàn thiện chính sách, cơ chế nhằm cải thiện môi trường đầu tư rà soát lại hệ thống luật để điểu chỉnh, bổ sung các quy định không còn phù hợp hoặc thiếu minh bạch rõ ràng. Ban hành mới các luật để điều chỉnh, lành mạnh hoá nền kinh tế, phù hợp với thông lệ quốc tế như: Luật đầu tư xây dựng, luật về tối huệ quốc (MFN) và đối sử quốc gia (NT), Luật cạnh tranh và chống độc quyền… Kết luận Do hạn chế về mặt thời gian và số liệu nên bài viết không thể diễn tả được toàn bội quá trình tác động của vốn đầu tư phát triển từ NSNN tới tăng trưởng kinh tế và ngược lại. Nhưng bài viết cho chúng ta một cái nhìn đúng đắn hơn về quá trình sử dụng vốn đầu tư từ NSNN cũng như ảnh hưởng cơ bản của nó tới tăng trưởng kinh tế trong thời gian qua. Các mô hình phân tích tuy chưa được như mong muốn song cũng khẳng định được tầm quan trọng của tổng vốn đầu tư toàn xã hội cũng như vốn đầu tư phát triển từ NSNN tới quá trình tăng trưởng kinh tế Việt Nam. Từ đó đưa ra một số đề xuất thích hợp đối với việc quản lý và sử dụng vốn đầu tư những năm tới. Tác giả một lần nữa cảm ơn TS. Hoàng Đình Tuấn; Giảng viên Lê Thị Huyền (ĐHKTQD); TS. Võ Trí Thành; Ths. Hoàng Văn Thành (Viện NCQLKTTW) đã nhiệt tình giúp đỡ để bài viết được hoàn chỉnh Phụ Lục Mô hình1: Tác động của đầu tư tới tăng trưởng kinh tế thông qua mô hình thu nhập quốc dân System: UNTITLED Estimation Method: Weighted Least Squares Date: 05/23/02 Time: 10:07 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Total system (unbalanced) observations 32 Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C(1) 0.922037 0.024787 37.19817 0.0000 C(2) 0.233318 0.026229 8.895420 0.0000 C(3) -0.094904 0.035492 -2.673904 0.0139 C(4) 0.166330 0.027809 5.981107 0.0000 C(5) -0.197154 0.046183 -4.268980 0.0003 C(6) 2.544735 0.165869 15.34181 0.0000 C(7) 0.839423 0.024864 33.76119 0.0000 C(8) -0.085439 0.015932 -5.362759 0.0000 C(9) -10.27842 0.586233 -17.53300 0.0000 C(10) 1.777943 0.048166 36.91300 0.0000 Determinant residual covariance 5.26E-13 Equation: LOG(GDPR)= C(1)*LOG(CR)+C(2)*LOG(IR)+C(3)*LOG(GR) +C(4)*LOG(XR)+C(5)*LOG(MR) Observations: 11 R-squared 0.999603 Mean dependent var 12.16876 Adjusted R-squared 0.999338 S.D. dependent var 0.253198 S.E. of regression 0.006516 Sum squared resid 0.000255 Durbin-Watson stat 1.982539 Equation: LOG(CR)=C(6)+C(7)*LOG(GDPR)+C(8)*LOG(THUE) Observations: 10 R-squared 0.998065 Mean dependent var 11.90251 Adjusted R-squared 0.997512 S.D. dependent var 0.166912 S.E. of regression 0.008326 Sum squared resid 0.000485 Durbin-Watson stat 1.364128 Equation: LOG(MR)=C(9)+C(10)*LOG(GDPR) Observations: 11 R-squared 0.991992 Mean dependent var 11.35693 Adjusted R-squared 0.991102 S.D. dependent var 0.451985 S.E. of regression 0.042636 Sum squared resid 0.016360 Durbin-Watson stat 1.248918 Tính phù hợp của mô hình Phù hợp về mặt lý thuyết: các hệ số thu được từ mô hình đều có dấu phù hợp với dấu của kì vọng mà chúng ta đã đưa ra ở phần trước chứng tỏ rằng mô hình phản ánh khá chính xác về mặt kinh tế của các biến số c1=0.922026 ; c2 =0.233316; c3 = -0.094896; c4 =0.166326;c5 = -0.197144; c6 =2.544823; c7 =0.839413; c8 = -0.085436; c9 =-10.27842; c10 =1.777943 Phù hợp về mặt thống kê: các giá trị của thống kê t mà mô hình đưa ra cùng với các mức xác suất P[value] cho thấy các hệ số trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê ở mức tin cậy 10%. Các hệ số R2 trong các phương trình khá lớn chứng tỏ có một mối quan hệ tuyến tính chặt chẽ giữa biến phụ thuộc và biến độc lập, Các giá trị Durbin-Watson cho thấy các hàm hồi quy trong hệ phương trình có chứa hiện tượng tự tương quan. Cơ sở dữ liệu được sử dụng trong mô hình: obs GDPr Cr Ir Gr Xr Mr THUE 1990 131968.0 113250.0 21048.00 10156.00 31256.00 44022.00 NA 1991 139634.0 116885.0 22366.00 11010.00 39302.00 48244.00 15256.40 1992 151782.0 121490.0 27086.00 11831.00 46726.00 52718.00 20757.22 1993 164043.0 125774.0 39862.00 13348.00 48596.00 62632.00 28662.91 1994 178534.0 133299.0 45483.00 14738.00 60725.00 77591.00 33576.85 1995 195567.0 142917.0 53249.00 15976.00 71352.00 89229.00 37326.51 1996 213832.0 155909.0 60826.00 17163.00 91882.00 112065.0 40998.51 1997 231263.0 165125.0 66529.00 17850.00 102316.0 120068.0 39159.81 1998 244594.0 172498.0 74931.00 18425.00 110288.0 130818.0 38417.85 1999 256269.0 176976.0 75830.00 17374.00 125014.0 138171.0 43518.22 2000 273582.0 183980.0 84033.00 17660.00 140969.0 152271.0 48997.12 Trong đó : GDPr: Tổng sản phẩm quốc nội tính theo giá cố định năm 1994 Cr : chi tiêu cuối cùng của khu vực dân cư tính theo giá cố định năm 1994 Ir : tổng đầu tư xã hội tính theo giá cố định năm 1994 Gr: chi tiêu cuối cùng của khu vực nhà nước tính theo giá cố định năm 1994 Xr: Giá trị xuất khẩu sản phẩm và dịch vụ tính theo giá cố định năm 1994 Mr: Giá trị nhập khẩu và dịch vụ tính theo giá cố định năm 1994. THUE: Tổng động viên thuế vào Ngân sách Nhà nước tính theo giá cố định năm1994 Mô hình 2: tác động của tổng đầu tư tới tăng trưởng kinh tế thông qua mô hình Harrod-Domar Mô hình ước lượng được chạy trên EVIEWS nên hàm @PCH(GDPR) chính là tốc độ tăng trưởng của GDP thực(GDPR), tức: @PCH(GDPR)= Mô hình 2 Dependent Variable: @PCH(GDPR) Method: Least Squares Date: 05/23/02 Time: 18:57 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. VDTXHR/GDPR 0.320620 0.016418 19.52856 0.0000 BIENGIA -0.040242 0.007612 -5.286564 0.0005 R-squared 0.654673 Mean dependent var 0.073491 Adjusted R-squared 0.616303 S.D. dependent var 0.017585 S.E. of regression 0.010893 Akaike info criterion -6.038508 Sum squared resid 0.001068 Schwarz criterion -5.966164 Log likelihood 35.21179 Durbin-Watson stat 1.764482 Tính phù hợp của mô hình : Về ý nghĩa kinh tế ta thấy các hệ số đều thoả mãn những kì vọng ở phần trên, hệ số dương và nhỏ hơn 1, hệ số âm. Về ý nghĩa thống kê các thống kê t cho phép kết luận các hệ số có ý nghĩa thống kê. Kiểm định sự tự tương quan của mô hình Giá trị Durbin-Watson d=1.764482 cho thấy với mức ý nghĩa 5% thì dL < d < dU cho phép khẳng định mô hình không có chứa hiện tượng tự tương quan. Kiểm định phương sai của sai số thay đổi Để kiểm định phương sai của mô hình, bằng phương pháp kiểm định dựa trên biến phụ thuộc ta kiểm định trên mô hình: = +*+Ut RESID là phần dư thu được từ MH2, @PCH(GDPRF) là giá trị ước lượng của kì vọng @PCH(GDPR) Mô hình kiểm địnhsự thay đổi phương sai của sai số Dependent Variable: (RESID02)^2 Method: Least Squares Date: 05/23/02 Time: 19:06 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. (GDPRF)^2 -0.011078 0.013943 -0.794546 0.4473 C 0.000159 8.78E-05 1.811285 0.1035 R-squared 0.065547 Mean dependent var 9.71E-05 Adjusted R-squared -0.038281 S.D. dependent var 0.000132 S.E. of regression 0.000134 Akaike info criterion -14.83168 Sum squared resid 1.62E-07 Schwarz criterion -14.75933 Log likelihood 83.57422 F-statistic 0.631303 Durbin-Watson stat 2.277039 Prob(F-statistic) 0.447322 Với mức tin cậy 5% ta có =3.84146 Mặt khác n*=0.95053 < 3.84146 vậy phương sai trong mô hình 2 là không thay đổi . Kiểm định tính dừng của phần dư: Với phương pháp kiểm định tính dừng của phần dư dựa trên lược đồ tương quan và lược đồ tự tương quan ta nhận thấy phần dư của mô hình là nhiễu trắng Lược đồ tương quan và tự tương quan của phần dư Date: 05/23/02 Time: 19:11 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob . | . . | . 1 0.059 0.059 0.0497 0.824 . | . . | . 2 -0.049 -0.053 0.0883 0.957 . *| . . *| . 3 -0.097 -0.091 0.2559 0.968 . **| . . **| . 4 -0.268 -0.264 1.7285 0.786 . |** . . |** . 5 0.201 0.235 2.6914 0.747 . | . . | . 6 0.051 -0.014 2.7662 0.838 . *| . . **| . 7 -0.151 -0.205 3.5778 0.827 . *| . . *| . 8 -0.120 -0.149 4.2615 0.833 . *| . . | . 9 -0.116 0.023 5.2209 0.815 Kiểm định tính chuẩn của phần dư: Giá trị JB=0.98604 < nên kết luận phần dư của hàm hồi quy trong mô hình trên phân bố chuẩn. Từ những kiểm định đã được thoả mãn cho phép kết luận mô hình 2 có thể tin cậy để phân tích và dự báo Cơ sở dữ liệu được dùng trong việc ước lượng mô hình 2 obs GDPr VDTXHr BIENGIA 1990 131968.0 16607.60 0.000000 1991 139634.0 21940.10 0.000000 1992 151782.0 30963.20 0.000000 1993 164043.0 45421.30 0.000000 1994 178534.0 51834.80 0.000000 1995 195567.0 60757.00 0.000000 1996 213832.0 67489.30 0.000000 1997 231263.0 79204.60 1.000000 1998 244594.0 75579.70 1.000000 1999 256269.0 79094.60 1.000000 2000 273582.0 91800.00 1.000000 Trong đó: GDPr: giá trị tổng sản phẩm quốc nội được tính theo giá cố định năm 1994. VDTXHr: Tổng vốn đầu tư toàn xã hội được điều chỉnh về giá cố định năm 1994. BIENGIA: biến giả đại diện cho cuộc khủng hoảng tài chính châu á năm 1997 mô hình 3 Phân tích tác động của đầu tư từ NSNN tới tăng trưởng kinh tế quốc dân System: SYS01 Estimation Method: Three-Stage Least Squares Date: 05/31/02 Time: 08:42 Sample: 1991 2000 Included observations: 10 Total system (balanced) observations 20 Instruments: LOG(VNSNNR) LOG(TDNDR) LOG(XR) LOG(FDIR) C Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C(1) 4.296319 0.238320 18.02756 0.0000 C(2) 0.220208 0.053247 4.135578 0.0012 C(3) 0.193709 0.025582 7.571953 0.0000 C(4) 0.307185 0.042664 7.200139 0.0000 C(5) 6.421554 0.112714 56.97221 0.0000 C(6) 0.073133 0.028685 2.549535 0.0242 C(7) 0.443276 0.029210 15.17573 0.0000 Determinant residual covariance 3.12E-07 Equation: LOG(VDTXHR)=C(1)+C(2)*LOG(VNSNNR)+C(3) *LOG(TDNDR)+C(4)*LOG(FDIR) Observations: 10 R-squared 0.990665 Mean dependent var 10.92690 Adjusted R-squared 0.985997 S.D. dependent var 0.458702 S.E. of regression 0.054281 Sum squared resid 0.017678 Durbin-Watson stat 2.069814 Equation: LOG(GDPR)=C(5)+C(6)*LOG(VDTXHR)+C(7)*LOG(XR) Observations: 10 R-squared 0.996260 Mean dependent var 12.20660 Adjusted R-squared 0.995191 S.D. dependent var 0.231793 S.E. of regression 0.016074 Sum squared resid 0.001809 Durbin-Watson stat 2.289467 *. Sự phù hợp về mặt kinh tế : Từ mô hình ta nhận được hệ phương trình sau: Log(TDTXH)=4.296319+0.220208*log(DTNSNN)+ 0.193709*log(TDND)+0.307185*log(FDI) Log(GDP)= 6.421554+0.073133*log(TDTXH)+ 0.443276*log(EXPORTR) Các hệ số nhận được đều phù hợp với kì vọng đặt ra. Do đó về mặt kinh tế có thể chấp nhận mô hình. *. ý nghĩa thống kê của mô hình. Mô hình cho thấy ở mức tin cậy 5% các kiểm định t của các hệ số tương ứng đều có ý nghĩa thống kê. của cả hai phương trình đều khá cao. Mặt khác các hệ số Durbin-Watson trong mô hình cho thấy không có hiện tượng tự tương qua trong mô hình Mô hình 4: tác động của vốn đầu tư của ngân sách nhà nước tới ngành nông nghiệp Hàm hồi quy tổng thể: Log(GDPNN&LNR)= + Ước lượng hồi quy Dependent Variable: LOG(GDPNN&lLNr) Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 10:53 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(VNSNNr) 0.196902 0.026347 7.473378 0.0000 C 9.025312 0.244291 36.94486 0.0000 R-squared 0.861221 Mean dependent var 10.84690 Adjusted R-squared 0.845801 S.D. dependent var 0.138019 S.E. of regression 0.054197 Akaike info criterion -2.829400 Sum squared resid 0.026436 Schwarz criterion -2.757055 Log likelihood 17.56170 F-statistic 55.85138 Durbin-Watson stat 1.728897 Prob(F-statistic) 0.000038 Kiểm định sự phù hợp của các hệ số trong mô hình: Các hệ số trong mô hình được ước lượng ở trên đều phù hợp với ý nghĩa kinh tế. Các thống kê t trong mô hình đều cho phép kết luận các hệ số đều có ý nghĩa thống kê Kiểm định hiện tượng tự tương quan Từ mô hình nhận được ta có hệ số Durbin-Watson stat=1.728897 Mặt khác mô hình có một biến độc lập với mức ýnghĩa 5% và 11 quan sát thì dU= 1.324 và 4-dU=2.676. Do đó dU Durbin-Watson stat4-dU nên ta kết luận không có hiện tượng tự tương quan Kiểm định phương sai thay đổi Kiểm định phương sai của sai số thay đổi dựa trên biến phụ thuộc ta có mô hình sau: Dependent Variable: (RESIDNONGNGHIEP)^2 Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 10:52 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. (LGDPNN_LNR0F)^2 -0.000157 0.000344 -0.455233 0.6597 C 0.020821 0.040467 0.514508 0.6193 R-squared 0.022508 Mean dependent var 0.002403 Adjusted R-squared -0.086102 S.D. dependent var 0.002886 S.E. of regression 0.003008 Akaike info criterion -8.612276 Sum squared resid 8.14E-05 Schwarz criterion -8.539931 Log likelihood 49.36752 F-statistic 0.207238 Durbin-Watson stat 2.058500 Prob(F-statistic) 0.659724 Nhật xét: Với 11 quan sát mô hình thu được =0.022508 do đó n*= 0.247588 < nên kết luận phương sai của sai số không đổi Kiểm định tính dừng của phần dư Đồ thị biểu diễn phần dư của mô hình phân tích tácđộng của Vốn NSNN tới ngành nông lâm ngư nghiệp Kiểm định tính dừng của phần dư dựa trên lược đồ tương quan và tự tương quan nhận được kết quả sau Date: 05/24/02 Time: 11:22 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob . | . . | . 1 0.036 0.036 0.0184 0.892 . *| . . *| . 2 -0.131 -0.133 0.2921 0.864 . |* . . |* . 3 0.181 0.195 0.8778 0.831 . *| . . *| . 4 -0.117 -0.164 1.1584 0.885 . *| . . | . 5 -0.118 -0.048 1.4889 0.914 . *| . . **| . 6 -0.152 -0.234 2.1494 0.905 . **| . . **| . 7 -0.265 -0.238 4.6568 0.702 . | . . *| . 8 -0.024 -0.058 4.6846 0.791 . |* . . |* . 9 0.152 0.140 6.3458 0.705 Kết quả kiểm định cho thấy với mức ý nghĩa 5% phần dư trong mô hình là một chuỗi dừng, thậm chí là một nhiễu trắng Kiểm định tính chuẩn của phần dư Nhận xét: Từ các phân tích thống kê nhận được thống kê JB=0.201181< nên kết luận yếu tố ngẫu ngiên có phân bố chuẩn. Cơ sở dữ liệu được sử dụng trong mô hình:. đv:tỷ VND obs GDPNN&LNr VNSNNr 1990 42003.00 4231.654 1991 42917.00 2867.775 1992 45869.00 7535.023 1993 47373.00 11210.32 1994 48968.00 7330.226 1995 51319.00 12120.55 1996 53577.00 14068.22 1997 55895.00 16819.08 1998 57866.00 17244.80 1999 60893.00 19792.70 2000 63353.00 21327.98 Trong đó GDPNN&LNr : là tổng sản lượng của ngành nông, lâm, ngư nghiệp tính theo giá cố định năm 1994 VNSNNr: Vốn đầu tư phát triển từ Ngân sách Nhà Nước. Môhình 5: tác động của vốn NSNN tới Ngành công nghiệp và xây dựng Hàm hồi quy tổng thể: log(GDPCN&XDr)i=log(VNSNNr)i+Ui Mô hình ước lượng các tham số Dependent Variable: LOG(GDPCN_XDR01) Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 11:03 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. LOG(VNSNNR) 0.530779 0.072848 7.286102 0.0000 C 6.051158 0.675451 8.958693 0.0000 R-squared 0.855043 Mean dependent var 10.96154 Adjusted R-squared 0.838936 S.D. dependent var 0.373393 S.E. of regression 0.149853 Akaike info criterion -0.795362 Sum squared resid 0.202103 Schwarz criterion -0.723017 Log likelihood 6.374489 F-statistic 53.08728 Durbin-Watson stat 1.956210 Prob(F-statistic) 0.000046 Kiểm định sự phù hợp của các hệ số trong mô hình: Với mức ý nghĩa 5% ta có dấu của các hệ số trong mô hình rất phù hợp với lý thuyết kinh tế đã nêu. Mặt khác các thống kê t và [p-value] cho phép kết luận các hệ số của hàm hồi quy có ý nghĩa thống kê. Kiểm định sự tự tương quan của mô hình Từ mô hình nhận được giá trị Durbin- Watson= 1.956210 cho phép kết luận mô hình không có hiện tượng tự tương quan ở mức ý nghĩa 5%. Thật vậy với 11 quan sát trong mô hình hồi quy có một biến độc lập thì dU= 1.324 và 4-dU=2.676. Do đó dU Durbin-Watson stat4-dU nên ta kết luận không có hiện tượng tự tương quan Kiểm định sự thay đổi của phương sai: Kiểm định sự thay đổi của phương sai trong mô hình trên bằng phương pháp kiểm định dựa trên biến phụ thuộc ta có kết quả sau: Dependent Variable: (RESIDCONGNGHIEP)^2 Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 11:09 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. (GDPCN_XDR0F)^2 -0.000936 0.001015 -0.922365 0.3804 C 0.130912 0.122226 1.071067 0.3120 R-squared 0.086365 Mean dependent var 0.018373 Adjusted R-squared -0.015150 S.D. dependent var 0.023822 S.E. of regression 0.024001 Akaike info criterion -4.458453 Sum squared resid 0.005185 Schwarz criterion -4.386108 Log likelihood 26.52149 F-statistic 0.850758 Durbin-Watson stat 1.782181 Prob(F-statistic) 0.380400 Từ mô hình kiểm định thu được hệ số =0.086365 và n*=0.950015.Với mức ý nghĩa 5% ta có n*<nên kết luận phương sai của sai số không thay đổi Kiểm định tính dừng của phần dư Đồ thị phần dư dưới đây cho phép kết luận không phần dư không chứa yếu tố xu thế Kiểm định tính dừng của phần dư bằng đồ thị tương quan và tự tương quan, kết quả kiểm định thu được như sau: Date: 05/24/02 Time: 11:31 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob . | . . | . 1 -0.039 -0.039 0.0222 0.882 . *| . . *| . 2 -0.147 -0.149 0.3664 0.833 . |** . . |**. 3 0.233 0.226 1.3390 0.720 . *| . . *| . 4 -0.109 -0.127 1.5805 0.812 . *| . . *| . 5 -0.126 -0.065 1.9588 0.855 . *| . . **| . 6 -0.118 -0.224 2.3566 0.884 . *| . . *| . 7 -0.187 -0.188 3.6117 0.823 . *| . . *| . 8 -0.071 -0.123 3.8506 0.870 . |* . | . |* . | 9 0.114 0.119 4.7832 0.853 Từ mô hình kiểm định cho thấy với mức ý nghĩa 5% phần dư của mô hình hồi quy là một chuỗi dừng, thậm chí là một nhiễu trắng: Kiểm định tính chuẩn của phần dư Với giá trị JB=0.619349 và [p-value]=0.733686 >0.05 ta kết luận yếu tố ngẫu nhiên của mô hình hồi quy có phân bố chuẩn Bảng số liệu phân tích mô hình: obs GDPCN&XDr VNSNNr 1990 33221.00 4231.654 1991 35783.00 2867.775 1992 40359.00 7535.023 1993 45454.00 11210.32 1994 51539.00 7330.226 1995 58549.00 12120.55 1996 67017.00 14068.22 1997 75473.00 16819.08 1998 81763.00 17244.80 1999 88047.00 19792.70 2000 96916.00 21327.98 Trong đó: GDPCN&XDr: là sản lượng của ngành công nghiệp và xây dựng của Việt Nam trong thời kì 1990-2000 đã được tính về giá cố định năm 1994 NSNNr: là vốn đầu tư phát triển từ NSNN Việt Nam trong thời kì 1990-2000 đã được tính về giá cố định năm 1994 Mô hình 6 Phân tích tác động của vốn đầu tư Phát triển từ NSNN tới tổng đầu tư xã hội Dependent Variable: VDTXHR/GDPR Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 17:07 Sample(adjusted): 1991 2000 Included observations: 10 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. @PCH(GDPR) 0.842490 0.186449 4.518601 0.0027 VNSNNR/GDPR 1.219743 0.399497 3.053196 0.0185 VDTXHR(-1)/GDPR(-1) 0.555672 0.098021 5.668881 0.0008 R-squared 0.950785 Mean dependent var 0.285031 Adjusted R-squared 0.936724 S.D. dependent var 0.059253 S.E. of regression 0.014905 Akaike info criterion -5.330908 Sum squared resid 0.001555 Schwarz criterion -5.240132 Log likelihood 29.65454 Durbin-Watson stat 2.543213 Tính phù hợp của mô hình Về ý nghĩa kinh tế: Từ việc ước lượng Mô hình ta có : TDTXHr/GDPr=0.842490*@PCH(GDPr)+ 1.219743*VNSNN r/GDPr+ 0.555672* (TDTXHr(-1)/GDPr(-1)) Các hệ số trong mô hình đều có dấu như đã kì vọng ở phần trên, do đó về mặt kinh tế có thể chấp nhận mô hình. Về ý nghĩa thống kê: các tỷ số t trong mô hình cho phép kết luận các hệ số có ý nghĩa thống kê kiểm định tính tự tương quan của mô hình có thể dựa trên giá trị Durbin-Watson h= -0.90339Với =5% ta có =1.96. Vậy < nên kết luận mô hình không có hiện tượng tự tương quan Kiểm định phương sai của mô hình, dùng phương pháp kểm định phương sai dựa trên biến phụ thuộc. Mô hình được xét có dạng = Trong đó là phần dư trong mô hình 5. là ước lượng của kì vọng TDTXHr/GDPr Mô hình kiểm định có dạng Mô hình kiểm định hiện tượng tự tương quan Dependent Variable: (RESIDDAUTUTUNHAN)^2 Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 17:24 Sample(adjusted): 1991 2000 Included observations: 10 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. (VDTXHRF)^2 -0.000867 0.001013 -0.855531 0.4171 C 0.000229 9.08E-05 2.521682 0.0357 R-squared 0.083823 Mean dependent var 0.000156 Adjusted R-squared -0.030700 S.D. dependent var 9.28E-05 S.E. of regression 9.42E-05 Akaike info criterion -15.52580 Sum squared resid 7.10E-08 Schwarz criterion -15.46529 Log likelihood 79.62901 F-statistic 0.731934 Durbin-Watson stat 3.116153 Prob(F-statistic) 0.417143 Với mức ý nghĩa 5% ta có =5.32 >F-statistic=0.731934.Do vậy, kết luận phương sai của sai số không đổi. Kiểm định tính dừng của phần dư ADF Test Statistic -4.443312 1% Critical Value* -2.9075 5% Critical Value -1.9835 10% Critical Value -1.6357 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESIDDAUTUTUNHAN) Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 17:26 Sample(adjusted): 1992 2000 Included observations: 9 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. RESIDDAUTUTUNHAN(-1) -1.412768 0.317954 -4.443312 0.0022 R-squared 0.711628 Mean dependent var -0.000130 Adjusted R-squared 0.711628 S.D. dependent var 0.022234 S.E. of regression 0.011940 Akaike info criterion -5.913440 Sum squared resid 0.001140 Schwarz criterion -5.891526 Log likelihood 27.61048 Durbin-Watson stat 1.854971 Kiểm định tính chuẩn của phần dư Bảng số liệu được sử dụng trong mô hình: obs GDPR VDTXHR VNSNNR 1990 131968 16607.6 4231.65356923 1991 139634 21940.1 2867.77520699 1992 151782 30963.2 7535.022693 1993 164043 45421.3 11210.323348 1994 178534 51834.8 7330.22568564 1995 195567 60757 12120.554327 1996 213832 67489.3 14068.2207949 1997 231263 79204.6 16819.083861 1998 244594 75579.7 17244.7958712 1999 256269 79094.6 19792.703125 2000 273582 91800 21327.978581 Mô hình 7 Phân tích ảnh hưởng của vốn đầu tư từ NSNN tới Nguồn vốn của khu vực dân cư Mô hình hồi quy: VKNNr = + *VNSNNr +*BIENGIA Kết quả ước lượng Dependent Variable: VKNNR Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 18:39 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. VNSNNR 0.675421 0.176519 3.826335 0.0050 BIENGIA -4657.262 2180.129 -2.136233 0.0652 C 8501.212 1662.404 5.113807 0.0009 R-squared 0.696438 Mean dependent var 15069.18 Adjusted R-squared 0.620548 S.D. dependent var 3105.104 S.E. of regression 1912.734 Akaike info criterion 18.17746 Sum squared resid 29268401 Schwarz criterion 18.28597 Log likelihood -96.97600 F-statistic 9.176899 Durbin-Watson stat 1.839348 Prob(F-statistic) 0.008492 Sự phù hợp của mô hình Về mặt kinh tế các hệ số của ước lượng thu được đều phản ánh đúng thực trạng nền kinh tế có dấu phù hợp với kì vọng đặt ra ở trên. Về mặt ý nghĩa thống kê, Với mức ý nghĩa 5% thì các hệ số ước lượng đều có ý nghĩa, trừ ước lượng của thì hơi có vấn đề. Tuy nhiên nếu chấp nhân mức ý nghĩa là 10% thì các hệ số ước lượng được trong mô hình là dùng được. Kiểm định phương sai của sai số: Phương sai của sai số trong mô hình hồi quy vẫn được kiểm định thông qua phương pháp kiểm định dưạ trên biến phụ thuộc. Mô hình kiểm định phương sai của sai số thay đổi Dependent Variable: (RESID01)^2 Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 20:28 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. (VKNNRF)^2 -0.026238 0.016914 -1.551270 0.1553 C 8779067. 4125542. 2.127979 0.0622 R-squared 0.210972 Mean dependent var 2660764. Adjusted R-squared 0.123302 S.D. dependent var 4286598. S.E. of regression 4013633. Akaike info criterion 33.41126 Sum squared resid 1.45E+14 Schwarz criterion 33.48360 Log likelihood -181.7619 F-statistic 2.406438 Durbin-Watson stat 1.893535 Prob(F-statistic) 0.155251 Nhận xét: từ mô hình thu được =0.210972 với mức ý nghĩa 5% và 10 quan sát trong mô hình thì n*<.nên kết luận phương sai của sai số không đổi Kiểm định tính dừng của phần dư Từ đồ thị phần dư cho thấy phần dư không chứa yếu tố xu thế Dùng kiểm định nghiệm đơn vị cho phần dư với lựa chọn không có yếu tố xu thế, ta nhận được kết quả sau: ADF Test Statistic -3.881647 1% Critical Value* -4.3260 5% Critical Value -3.2195 10% Critical Value -2.7557 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID01) Method: Least Squares Date: 05/24/02 Time: 20:27 Sample(adjusted): 1991 2000 Included observations: 10 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. RESID01(-1) -1.090834 0.281023 -3.881647 0.0047 C 313.9087 479.7719 0.654287 0.5313 R-squared 0.653187 Mean dependent var 275.8053 Adjusted R-squared 0.609835 S.D. dependent var 2428.399 S.E. of regression 1516.854 Akaike info criterion 17.66352 Sum squared resid 18406780 Schwarz criterion 17.72404 Log likelihood -86.31761 F-statistic 15.06719 Durbin-Watson stat 2.040162 Prob(F-statistic) 0.004664 Nhận được=-3.881647. Và =-4.3260;=-3.2195; =-2.7557. Với mức ý nghĩa 5% ta có >Nên kết luận phần dư là chuỗi dừng. Thậm chí còn là một nhiễu trắng Luợc đồ tương quan của phần dư Date: 05/24/02 Time: 20:36 Sample: 1990 2000 Included observations: 11 Autocorrelation Partial Correlation AC PAC Q-Stat Prob . *| . . *| . 1 -0.087 -0.087 0.1075 0.743 . *| . . *| . 2 -0.141 -0.150 0.4233 0.809 . |*** . . |*** . 3 0.371 0.355 2.8848 0.410 . ***| . . ***| . 4 -0.399 -0.433 6.1445 0.189 . ***| . . **| . 5 -0.329 -0.313 8.7206 0.121 . |* . . **| . 6 0.068 -0.248 8.8517 0.182 . *| . . |* . 7 -0.081 0.176 9.0863 0.247 . *| . . | . 8 -0.063 -0.035 9.2741 0.320 . |* . . *| . 9 0.124 -0.145 10.371 0.321 Kiểm định tính chuẩn của phần dư Với giá trị JB=0.199773 và [P-value]=0.90494>0.05 nên kết luận phần dư có phân bố chuẩn Cơ sở dữ liệu được sử dụng trong mô hình obs VNSNNR VKNNR BIENGIA 1990 4231.654 8252.000 0.000000 1991 2867.775 10967.80 0.000000 1992 7535.023 13198.00 0.000000 1993 11210.32 14665.00 0.000000 1994 7330.226 17000.00 0.000000 1995 12120.55 17857.10 0.000000 1996 14068.22 17664.10 0.000000 1997 16819.08 16352.70 1.000000 1998 17244.80 15917.90 1.000000 1999 19792.70 15986.40 1.000000 2000 21327.98 17900.00 1.000000 Phụ lục tài liệu tham khảo Giáo trình kinh tế phát triển - Trương đại học kinh tế Quốc dân Hà nội. Giáo trình kinh tế học vĩ mô - Trường đại học kinh tế quốc dân Hà nội Đổi mới chính sách tài khoá đáp ứng yêu cầu chiến lược phát triển kinh tế - xã hội 2001-2010 - Bùi Đường Nghiêu/ Bộ tài chính. Hội thảo về chủ động hội nhập tài chính của Việt nam- tài liệu dùng trong hội thảo/bộ tài chính. Giáo trình Kinh tế lượng tập 1,2 -Nguyễn Quang Dong /DH.Kinh tế quốc dân. Báo cáo kinh tế năm 1998 - Viện nghiên cứu quản lý kinh tế trung ương. Kinh tế Việt Nam 1991-2000 qua các con số\ kinh tế 2000-2001\ thời báo kinh tế Việt Nam. Giáo trình kinh tế học đầu tư- Trường Đại học kinh tế quốc dân Hà Nội