Báo cáo nghiên cứu khoa học KIỂM NGHIỆM CÁC NHÂN TỐ XÁC ĐỊNH MỨC TIẾT KIỆM NỘI ĐỊA TẠI CÁC NƯỚC ASEAN GIAI ĐOẠN 1986 - 2000 TRƯỜNG HỢP VIỆT NAM

Các lý thuyết phát triển truyền thống nhấn mạnh tầm quan trọng của tiết kiệm trong việc xác định mức tăng trưởng kinh tế cao ở các nước đang phát triển. Tỷ lệ tiết kiệm nội địa và đầu tư cao là một trong những đặc trưng cơ bản của sự thần kỳ kinh tế Đông Á. Là một thành viên của ASEAN, Việt Nam đã đạt mức tăng trưởng cao đáng khích lệ - bình quân hàng năm là 6,53% trong thời kỳ 1986 – 2000. ...
Nội dung trích xuất từ tài liệu:
Báo cáo nghiên cứu khoa học " KIỂM NGHIỆM CÁC NHÂN TỐ XÁC ĐỊNH MỨC TIẾT KIỆM NỘI ĐỊA TẠI CÁC NƯỚC ASEAN GIAI ĐOẠN 1986 - 2000 TRƯỜNG HỢP VIỆT NAM " KIỂM NGHIỆM CÁC NHÂN TỐ XÁC ĐỊNH MỨC TIẾT KIỆM NỘI ĐỊA TẠI CÁC NƯỚC ASEAN GIAI ĐOẠN 1986 - 2000 TRƯỜNG HỢP VIỆT NAM Phạm Đình Long Trường Đại học Bán công Tôn Đức Thắng Các lý thuyết phát triển truyền thống nhấn mạnh tầm quan trọng của tiếtkiệm trong việc xác định mức tăng trưởng kinh tế cao ở các nước đang phát triển.Tỷ lệ tiết kiệm nội địa và đầu tư cao là một trong những đặc trưng cơ bản của sựthần kỳ kinh tế Đông Á. Là một thành viên của ASEAN, Việt Nam đã đạt mứctăng trưởng cao đáng khích lệ - bình quân hàng năm là 6,53% trong thời kỳ 1986– 2000. Tuy vậy, Việt Nam hiện thuộc nhóm các quốc gia có mức tiết kiệm nộiđịa thấp như Lào, My-an-mar, Cam-pu-chia và có khoảng cách tương đối so vớicác nước còn lại trong khu vực. Việt Nam đang trong quá trình công nghiệp hóavà hiện đại hóa, tiết kiệm được khuyến khích tăng cường nhằm có thể tài trợ nhucầu vốn khá lớn cho đầu tư phát triển. Bài nghiên cứu này do vậy tập trung vàovấn đề Kiểm nghiệm các nhân tố ảnh hưởng mức tiết kiệm nội địa tại các nướcASEAN bao gồm Indonesia (ID), Malaisia (ML), Philippines (PL), Thailand(TL), Việt Nam (VN) giai đoạn 1986 - 2000, trường hợp Việt Nam. I. Định dạng mô hình và phương pháp tính: Dựa vào lý thuyết tiết kiệm hợp nhất và các nghiên cứu trước đây về tiếtkiệm tại các nước đang phát triển trên thế giới và Đông Nam Á, một vài biến số 5chính như tăng trưởng thu nhập, tỷ lệ dân số sống phụ thuộc, mức lãi suất thực vànền tài chính phát triển được xem như những nhân tố quan trọng ảnh hưởng lênmức tiết kiệm nội địa. Việc mô tả các biến số này và ảnh hưởng kỳ vọng củachúng có thể được tóm tắt theo bảng sau: Ký hiệu và Biến số Khái niệm và cách đo lường dấu kỳ vọngTổng tiết kiệm Tổng tiết kiệm nội địa là chênh lệch giữa GDP GDSnội địa (% và chi cho tiêu dùng cuối cùng.GDP) GDP là tổng của các giá trị cuối cùng được tạoMức tăng GDP ra bởi tất cả các nhà sản xuất trong nước và thuế GDP (+)hàng năm ( %) sản xuất trừ đi các khoản trợ cấp không bao gồm trong giá trị sản phẩm. Tỷ lệ dân số sống phụ thuộc là tỷ lệ của số ngườiTỷ lệ dân số nhỏ hơn 15 tuổi và số người lớn hơn 64 tuổi so DEP (-)sống phụ thuộc với dân số trong độ tuổi lao động tử 15 đến 64 tuổi. RIR (+)Lãi suất thực Lãi suất thực là mức lãi suất tiền gửi danh nghĩa 6 trừ đi tỷ lệ lạm phát.(%) Lượng tiền rộng gồm tiền đang lưu thông ngoàiLưọng tiền rộng ngân hàng; các khoản tiền gửi có kỳ hạn và M2 (+)(% GDP) không kỳ hạn. Đối với các nước trong mẫu nghiên cứu, đặc biệt là Việt Nam, vấn đề tổnghợp thống kê liên quan đến các nhân tố ảnh hưởng mức tiết kiệm nội địa gặpnhiều khó khăn về sự sẵn có và độ dài thời gian của dữ liệu nghiên cứu. Nghiêncứu này, do vậy, sử dụng dữ liệu bảng nhằm khắc phục tình trạng thiếu quan sátcó thể cho ra những kết quả thiếu tin cậy. Ưu điểm của dữ liệu bảng có thể tómtắt như sau: ước lượng các tham số khi có ít quan sát đơn vị chéo, loại bỏ hiệntượng chệch do bỏ sót biến trong những trường hợp nhất định và nhận dạngphong phú của cơ cấu hiệp phương sai sai số. Một tập hợp dữ liệu bảng bao gồmmột tập hợp các quan sát chuỗi thời gian trên một tập hợp các đơn vị chéo. Mẫudữ liệu trong nghiên cứu này tạo nên một bảng cân đối với 75 quan sát. Về mặt lýthuyết, hầu hết các phần mềm phân tích dữ liệu đều có thể xử lý dữ liệu bảng mộtcách thuận lợi. Để hồi quy tương quan, nghiên cứu này sử dụng POOL object củaEviews. Phương trình hồi quy tuyến tính được chọn như sau: GDSit = i +  i1GDP 1it +  i2DEP 2it +  i3RIR3it +  i4M24it + it Dạng mô hình này cho phép tung độ gốc hồi quy và các hệ số hồi quyriêng biến đổi theo các đơn vị chéo nhưng không theo thời gian. Hơn nữa,phương trình này cho phép trình bày nhiều dạng mô hình phụ thuộc vào nhữnggiả định được đưa ra về các tung độ gốc hồi quy, các hệ số hồi quy riêng và cácthành phần nhiễu ngẫu nhiên. 7 Để ...