Mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 18, SỐ Q2 - 2015 
Trang 79 
MỐI QUAN HỆ GIỮA THÂM HỤT NGÂN SÁCH VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ Ở 
VIỆT NAM 
RELATIONSHIP BETWEEN BUDGET DEFICIT AND ECONOMIC GROWTH IN VIETNAM 
Huỳnh Thế Nguyễn, Nguyễn Lê Hà Thanh Na 
Trường Cao đẳng Tài chính - Hải quan - Email: fomis.nguyen@gmail.com 
Lê Quốc Nghi 
Trường Đại học Kinh tế - Luật, ĐHQG - HCM 
(Bài nhận ngày 17 tháng 01 năm 2015, hoàn chỉnh sửa chữa ngày 08 tháng 05 năm 2015) 
TÓM TẮT 
Bài viết này nghiên cứu mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam bằng 
mô hình Véc tơ tự hồi qui (VAR). Kết quả nghiên cứu cho thấy thâm hụt ngân sách không có sự liên hệ 
rõ ràng với tăng trưởng kinh tế, tuy nhiên tổng đầu tư có quan hệ nhân quả với thâm hụt ngân sách và 
tăng trưởng kinh tế. Vì vậy để tăng trưởng ổn định trong thời gian tới, Chính phủ cần thiết triển khai, 
kiểm soát các dòng vốn đầu tư cũng như điều hành ngân sách một cách hiệu quả, chất lượng. 
Từ khoá: thâm hụt ngân sách, tăng trưởng kinh tế, VAR. 
ABSTRACT 
This paper examines the relationship between budget deficit and economic growth in Vietnam, using 
VAR model. The results indicate that the relationship between budget deficit and economic growth is not 
clear. However, gross investment has a causal relationship with budget deficit and economic growth. 
The government should, therefore, implement and control the investment flows as well as effectively 
manage budget deficit in order to achieve a stable growth in the coming years. 
Key words: budget deficit, economic growth, VAR. 
1. GIỚI THIỆU 
Mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và 
tăng trưởng kinh tế là một vấn đề được nghiên 
cứu khá rộng rãi trên cả phương diện lý thuyết 
và kiểm định thực nghiệm. Liên quan đến mối 
quan hệ này, các quan điểm của các trường 
phái kinh tế khác nhau cũng rất khác nhau. 
Trường phái Tân Cổ điển cho rằng tăng thâm 
hụt hiện tại sẽ kéo theo sự gia tăng về gánh 
nặng thuế trong tương lai và đo đó người tiêu 
dùng sẽ có xu hướng tăng tiêu dùng tại thời 
điểm hiện tại. Như vậy, tăng thâm hụt ngân 
sách sẽ ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng 
kinh tế (Harrison, 2003; Karras, 1994). Trong 
khi đó, trường phái Keynes lại cho rằng tăng 
thâm hụt ngân sách sẽ tác động tích cực đến 
tăng trưởng kinh tế. Khi Chính phủ tăng chi 
ngân sách (gây thâm hụt ngân sách) thì tổng 
cầu của nền kinh tế sẽ tăng làm cho các nhà 
đầu tư tư nhân trở nên lạc quan về triển vọng 
kinh tế và sẽ quan tâm hơn đến việc tăng đầu 
tư, do đó kinh tế tăng trưởng. Tuy nhiên, 
trường phái này cũng cho rằng tác động của 
thâm hụt ngân sách đến tăng trưởng kinh tế chỉ 
có ý nghĩa trong ngắn hạn (Harrison, 2003; 
Karras, 1994). Hơn nữa, việc sử dụng thâm hụt 
ngân sách để kích thích tăng trưởng chỉ có thể 
mang lại hiệu quả trong bối cảnh tổng cầu sụt 
Science & Technology Development, Vol 18, No Q2 - 2015 
Trang 80 
giảm (ví dụ như trường hợp xảy ra suy thoái). 
Khi nền kinh tế đang hoạt động ở mức toàn 
dụng nhân công (không có dư thừa về các yếu 
tố sản xuất), việc tăng thâm hụt ngân sách 
không những không có tác động đến tổng cầu 
mà còn có nguy cơ đưa nền kinh tế trước 
những rủi ro mới, trong đó đáng kể nhất sẽ là 
sự gia tăng về sức ép lạm phát (Saleh, 2003). 
Khác với hai trường phái nói trên, quan 
điểm của trường phái Ricardo cho rằng, thâm 
hụt ngân sách không tác động đến các biến số 
kinh tế vĩ mô cả trong ngắn hạn và dài hạn. 
Ảnh hưởng của thâm hụt ngân sách và thuế đối 
với tiêu dùng là tương đương nhau vì tăng thâm 
hụt ngân sách do giảm thuế ở thời điểm hiện tại 
sẽ phải trả giá bằng việc tăng thuế trong tương 
lai, bao gồm cả trả lãi cho các khoản vay 
(Harrison, 2003; Karras, 1994). Với hàm ý này, 
người tiêu dùng trong thời điểm hiện tại sẽ tiết 
kiệm một khoản cần thiết để trả cho mai sau 
hay quyết định tiêu dùng của họ không chỉ dựa 
vào thu nhập hiện tại mà còn dựa vào thu nhập 
kỳ vọng tương lai. Hơn nữa, khi thâm hụt ngân 
sách tăng do giảm thuế thì thu nhập khả dụng 
của người dân tăng lên, đồng thời họ ý thức 
được cắt giảm thuế trong hiện tại sẽ dẫn đến 
tăng thuế trong tương lai, do vậy họ sẽ tiết 
kiệm nhiều hơn. Vì vậy, dù thâm hụt ngân sách 
làm cho tiết kiệm của khu vực nhà nước giảm 
xuống, tuy nhiên tổng của tiết kiệm tư nhân và 
tiết kiệm của nhà nước sẽ không đổi. Tóm lại, 
thâm hụt ngân sách sẽ không tác động đến tiết 
kiệm, đầu tư, tăng trưởng (và cả lạm phát) như 
lập luận của các trường phái nói trên (Saleh, 
2003). 
Mặc dù có nhiều tranh luận về phương diện lý 
thuyết, song thâm hụt ngân sách vẫn là một vấn 
đề mà các quốc gia đang đối mặt. Nó ảnh hưởng 
đến sự phát triển kinh tế hiện nay và tính bền 
vững trong tương lai, bởi việc xử lý thâm hụt 
ngân sách là một nội dung nhạy cảm trong điều 
tiết chính sách vĩ mô. Chính vì thế, mục tiêu của 
bài viết này chúng tôi dựa trên mô hình thực 
nghiệm Shojai (1999) để kiểm chứng về mối 
quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và tăng trưởng 
kinh tế ở Việt Nam. Kết quả nghiên cứu sẽ trở 
thành những gợi ý quan trọng cho Chính phủ 
trong điều hành các hoạt động kinh tế tương lai. 
2. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG 
PHÁP NGHIÊN CỨU 
2.1. Tổng quan các nghiên cứu liên quan 
Tương tự các trường phái lý thuyết nêu 
trên, các nghiên cứu kiểm chứng thực nghiệm 
về mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và 
tăng trưởng cũng đưa ra nhiều kết quả không 
đồng nhất. Theo Al - Khedar (1996) thì thâm 
hụt ngân sách sẽ làm tăng lãi suất trong ngắn 
hạn, nhưng về dài hạn thì không ảnh hưởng. 
Ông nghiên cứu mô hình VAR bằng cách chọn 
dữ liệu của nhóm quốc gia G-7 cho giai đoạn 
1964 - 1993, thấy rằng thâm hụt ngân sách ảnh 
hưởng tiêu cực đến cán cân thương mại và có 
ảnh hưởng tích cực đến tăng trưởng kinh tế của 
đất nước. World Economic Outlook (IMF, 
1996) kết luận rằng suốt những năm giữa thập 
niên 1980 nhóm các quốc gia đang phát triển 
có sự mất cân bằng tài chính cao và có dấu hiệu 
tăng trưởng kinh tế thấp hơn những quốc gia có 
mức thâm hụt ngân sách thấp hoặc trung bình. 
Shojai (1999) cho rằng thâm hụt chi tiêu được 
tài trợ bởi Ngân hàng Trung ương cũng có thể 
dẫn đến thiếu hiệu quả trong thị trường tài 
chính và gây ra lạm phát cao ở các nước đang 
phát triển. Ngoài ra, thâm hụt ngân sách bóp 
méo tỷ giá hối đoái thực và lãi suất, điều đó 
làm giảm sự cạnh tranh quốc tế của các quốc 
gia. Rao (1953; dẫn nguồn từ Fatima và cộng 
sự, 2012) cho rằng chi tiêu chính phủ cho các 
dự án phát triển sản xuất ở các nước đang phát 
triển không những không gây lạm pháp mà còn 
cho rằng tăng sản lượng cao hơn. Eisner và 
Pieper (1987; dẫn nguồn từ Fatima và cộng sự, 
2012) tác động tích cực của ngân sách theo chu 
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 18, SỐ Q2 - 2015 
Trang 81 
kỳ và thâm hụt ngân sách điều chỉnh lạm phát 
đối với tăng trưởng kinh tế tại Mỹ và OECD. 
Có một vài nghiên cứu đã phát hiện mối 
quan hệ cùng chiều, có ý nghĩa giữa thâm hụt 
ngân sách và tăng trưởng kinh tế không chỉ ở 
các quốc gia đang phát triển mà còn ở các quốc 
gia phát triển (IMF 1996) nhưng một số nghiên 
cứu khác lại phát hiện mối quan hệ ngược 
chiều (Karras, 1994). Nghiên cứu của Nelson 
và Singh (1994; dẫn nguồn từ Fatima và cộng 
sự, 2012) kết luận rằng, thâm hụt ngân sách 
không có dấu hiệu ảnh hưởng đến tăng trưởng 
kinh tế ở nhóm nghiên cứu 70 quốc gia đang 
phát triển giai đoạn 1970 - 1979 và 1980 - 
1989. Đỗ Ngọc Huỳnh (2007) đã tiến hành 
nghiên cứu các nước châu Á đang phát triển 
cho giai đoạn 1990 đến 2006 cho rằng thâm hụt 
ngân sách càng thấp thì tỷ lệ tăng trưởng càng 
cao. Fatima và cộng sự (2012) tiến hành nghiên 
cứu ở Pakistan trong khoảng thời gian 1980 - 
2009 thấy rằng thâm hụt ngân sách không ảnh 
hưởng đến tăng trưởng kinh tế, vì ngân sách chỉ 
dùng đáp ứng nhu cầu chi tiêu Chính phủ. Al - 
Khedair (1996) nghiên cứu mối quan hệ thâm 
hụt ngân sách và tăng trưởng kinh tế ở 7 quốc 
gia công nghiệp chủ chốt (G7) trong khoảng 
thời gian 1964 - 1993 nhận thấy rằng thâm hụt 
ngân sách có tác động tích cực lên tăng trưởng 
kinh tế tại Pháp, Đức, và Ý. 
 Bahmani (1999) với sự giúp đỡ của 
Johansen Juselius về kỹ thuật đồng liên kết đã 
tìm kiếm mối liên hệ giữa thâm hụt ngân sách 
và đầu tư bằng cách sử dụng dữ liệu hàng quý 
cho giai đoạn 1947 - 1992 với kết quả có sự tác 
động của thâm hụt ngân sách đến đầu tư, đồng 
quan điểm với tranh luận của Keynes về ảnh 
hưởng lan rộng của thâm hụt ngân sách đến đầu 
tư. Barro (1979; dẫn nguồn từ Fatima và cộng 
sự, 2012) khám phá một tác động tích cực và 
có ý nghĩa của thâm hụt ngân sách lên tăng 
trưởng. Tác động này là do mối quan hệ tích 
cực giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát. Tuy 
nhiên, theo Ghali và Al - Shamsi (1997) tăng 
đầu tư dẫn đến tăng trưởng kinh tế của đất 
nước. Các kết quả được khám phá bằng cách 
lấy dữ liệu hàng quý của các nước sản xuất dầu 
(UAE) trong khoảng 1973 đến 1995. Gulcan và 
Bilman (2005) được sử dụng phương pháp 
đồng liên kết và mối quan hệ nhân quả thử 
nghiệm để xem xét dữ liệu của Thổ Nhĩ Kỳ cho 
giai đoạn 1960 đến 2003 với kết quả có một tác 
động mạnh mẽ của thâm hụt ngân sách về tỷ 
giá hối đoái thực. Nghiên cứu cho thấy vai trò 
của thâm hụt ngân sách để duy trì tỷ giá hối 
đoái thực là rất quan trọng. Họ cho rằng Chính 
phủ phải tập trung để ổn định ngân sách bởi vì 
cán cân thương mại bị ảnh hưởng đáng kể do tỷ 
giá hối đoái thực và có tác động đến tăng 
trưởng kinh tế. 
2.2. Mô hình và Phương pháp nghiên cứu 
Nghiên cứu này sử dụng nghiên cứu Shojai 
(1999), Fatima và cộng sự (2012) để kiểm định 
thực nghiệm tại Việt Nam giai đoạn 1990 - 
2012 về mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách 
và tăng trưởng kinh tế. Mô hình phân tích có 
dạng thức Tự hồi qui theo véc tơ VAR (Vector 
Autoregressive Model) như sau: 
Yt = A1Yt-1 + A2Yt-2 + + ApYt-p + st + ut (1) 
Trong đó : Yt là véc tơ 6 x 1 biến nội sinh 
(đã lấy logarit tự nhiên) gồm GDP (Gross 
Domestic Product): tổng sản phẩm quốc nội 
thực; BD (Budget Deflict): thâm hụt ngân sách; 
GI (Gross Investment): tổng đầu tư; RIR (Real 
Interest Rate): lãi suất thực; REX (Real 
Exchange Rate): tỉ giá hối đoái thực; CPI 
(Consumer Price Index): chỉ số giá tiêu dùng; 
RIR (Real Interest): tỷ lệ lãi suất thực (%). Ai 
ma trận cấp 6x6 tham số; ut véc tơ nhiễu trắng 
và st là véc tơ hằng số. 
Mô hình (1) được gọi là mô hình VAR cấp 
p, ký hiệu VAR(p), nếu viết dưới dạng toán tử 
trễ thì: 
Science & Technology Development, Vol 18, No Q2 - 2015 
Trang 82 
Yt = (A1L + A2L
2
 + + ApL
p
)Yt + st + ut (2) 
Đa thức A(z) = I – A1z – A2z
2
 – – Apz
p
với phương trình Det(A(z)) = 0 gọi là phương 
trình đặc trưng đảo của VAR(p), hoặc B(z) = 
Iz
p
 – A1z
p-1 – A2z
p-2 –  – Ap có Det(B(z)) = 0 
là phương trình đặc trưng của VAR(p). Mô 
hình VAR được gọi là ổn định và dừng khi 
phương trình đặc trưng có nghiệm trong đường 
tròn đơn vị, hoặc phương trình đặc trưng đảo 
có nghiệm ngoài đường tròn đơn vị, Det(A(z)) 
≠ 0, |z| ≤ 1. Khi đó, theo định lý Wold, lời giải 
VAR là tổng một phần ngẫu nhiên và một phần 
xác định. Phần ngẫu nhiên phụ thuộc các cú 
sốc ngẫu nhiên, nếu quá trình ổn định thì các cú 
sốc trong quá khứ xa không ảnh hưởng đáng 
kể, do đó khi phân rã các phản ứng thì tổng các 
cú sốc gần đây chi phối sự biến động các biến 
trong mô hình (Nguyễn Quang Dong, 2010). 
Quá trình ước lượng thực nghiệm VAR để 
tìm lời giải dưới dạng hiển để trả lời các câu 
hỏi nghiên cứu, chúng tôi thực hiện các bước 
sau: 
Bước 1: Kiểm định tính dừng của chuỗi 
thời gian trong mô hình thực nghiệm. Thủ tục 
kiểm định tính dừng được sử dụng khá phổ 
biến là kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root 
Test) do Dickey - Fuller phát triển năm 1979, 
1981 (Nguyễn Quang Dong, 2010). Mô hình 
kiểm định như sau: 
Yt = ρYt-1 + ut, ut – nhiễu trắng (3) 
Ta có các giải thiết: H0: ρ = 1 (Yt là chuỗi 
không dừng) và H1: ρ < 1 (Yt là chuỗi dừng). 
Mô hình (3) có thể mở rộng thành: 
0
1
(4)
p
t t i i t i t
i
Y Y Y T    
  
Trong đó, là sai phân bậc nhất, t là 
phần dư thỏa tính chất nhiễu trắng và T là biến 
xu thế. Giả thuyết kiểm định: 
0 : 0H  (Yt là 
chuỗi không dừng) và 
1 : 0H  (Yt là chuỗi 
dừng) được gọi là tiêu chuẩn ADF 
(Augumented Dickey - Fuller). 
Bước 2: Xác định mô hình VAR, chọn độ 
trễ (Lag) và tính ổn định (Stability) của mô 
hình. Với điều kiện định dạng mô hình đúng, 
việc xác định độ trễ (bậc p) của VAR thông 
qua ba tiêu chuẩn là: (i) Sai số dự báo cuối 
cùng FPE; (ii) Tiêu chuẩn Akaike, AIC và (iii) 
Tiêu chuẩn Schwartz, BIC hay SC. Trong đó 
AIC và SC là thông dụng và phổ biến nhất và 
bậc của VAR được xác định bằng cách cực tiểu 
các hàm AIC và SC. 
Hàm AIC: 
22
( ) ln ( ) (5)
pm
AIC p H p
n
Hàm SC: 
2ln( )( ) ln ( ) 2 (6)
n
SC p H p pm
n
Trong đó: p là bậc trễ, n là số quan sát, m số 
biến và H là ma trận hiệp phương sai. 
Bước 3: Kiểm định quan hệ nhân quả 
Granger. Một biến yt được cho là quan hệ 
Granger (1969) được gây ra bởi biến w, z nếu 
như thông tin trong quá khứ và hiện tại của 
biến có thể cải thiện sự dự báo của biến yt . Do 
vậy, kiểm định Granger trong mô hình đa biến 
sẽ rất hữu ích trong việc khám phá sự kết hợp 
của các biến. Trong mô hình VAR đa biến 
(chẳng hạn: yt wt và zt  ) với nhiều biến trễ sẽ 
rất khó để xem xét biến yt tác động có ý nghĩa 
đến biến wt và biến zt. Để xử lý vấn đề này, sự 
kiểm định được tiến hành bằng cách giới hạn 
độ trễ của tất cả các biến đến zero. Sự giới hạn 
chéo giữa các phương trình có thể được kiểm 
định bằng việc sử dụng kiểm định LR 
(Likelihood ratio). Ước lượng phương trình yt 
và zt bằng giá trị độ trễ của {yt},{zt}và {wt} và 
tính ∑u. Sau đó ước lượng lại bằng việc loại trừ 
giá trị độ trễ của {wt} và tính toán ∑r. Thống 
kê LR có dạng: 
( )(log log )T C r u   
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 18, SỐ Q2 - 2015 
Trang 83 
Trong đó, T là số biến quan sát có thể sử 
dụng và C là tổng các tham số trong hệ thống 
không bị giới hạn; ∑r là ma trận phương sai - 
hiệp phương sai của các số dư của hệ thống 
không bị giới hạn. Thống kê t có phân phối chi 
bình phương với bậc tự do bằng với biến giới 
hạn. 
2.3. Mô tả Dữ liệu 
Mô hình sử dụng chuỗi dữ liệu thứ cấp, 
gồm chuỗi dữ liệu thời gian theo năm từ năm 
1990 đến năm 2012. Nguồn dữ liệu được thu 
thập từ Ngân hàng Phát Triển Châu Á (ADB) 
gồm tỷ lệ tăng trưởng kinh tế hàng năm (GDP), 
tổng chi đầu tư (GI), tỷ giá hối đoái (REX), 
thâm hụt ngân sách (BD) và lãi suất thực 
(RIR); từ Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF) gồm số 
liệu thực tăng trưởng hằng năm (GDP), chỉ số 
giá tiêu dùng (CPI). Trong mô hình, các biến 
trước khi phân tích đã được xử lý chuyển dạng 
logarit để ước lượng xác định mức biến thiên từ 
năm 1990 đến năm 2012. 
3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO 
LUẬN 
3.1. Khái quát tình hình tăng trưởng Việt 
Nam 
Hơn 20 năm qua, nét nổi bật của Việt Nam 
là từ một nước trì trệ, tăng trưởng thấp, tích luỹ 
phần lớn nhờ vào vay mượn bên ngoài, đến nay 
đã trở thành một nước có tốc độ tăng trưởng 
cao trong khu vực. Tăng trưởng GDP của Việt 
Nam đạt 7,34%/năm, thuộc loại cao ở khu vực 
Đông Nam Á nói riêng, ở châu Á và trên Thế 
giới nói chung. Quy mô kinh tế năm 2011 gấp 
trên 4,4 lần năm 1990, gấp trên 2,1 lần năm 
2000 và tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm 
trong nước ở các lĩnh vực tương đối cao. 
Bảng 1. Tốc độ tăng tổng sản phẩm trong nước bình quân mỗi năm giai đoạn 1991 - 2010 
 ĐVT: % 
TỐC ĐỘ TĂNG BÌNH 
QUÂN MỖI NĂM 
TOÀN BỘ 
NỀN KINH TẾ 
CHIA RA 
Nông nghiệp Lâm 
nghiệp và Thủy sản 
Công nghiệp và 
Xây dựng 
Dịch vụ 
Trong 5 năm 1991-1995 8,18 4,09 12,00 8,60 
Trong 5 năm 1996-2000 6,94 4,30 10,60 5,75 
Trong 5 năm 2001-2005 7,51 3,84 10,25 6,96 
Trong 5 năm 2006-2010 7,01 3,34 7,94 7,73 
Nguồn: Tổng cục Thống kê 
Năm 2012, GDP tăng 5,03% so với năm 
2011. Mức tăng trưởng tuy thấp hơn mức tăng 
5,89% của năm 2011, nhưng trong bối cảnh 
kinh tế thế giới gặp khó khăn thì đây là mức 
tăng trưởng hợp lý. Về sản xuất nông, lâm 
nghiệp và thủy sản ước tính tăng 3,4% so với 
năm 2011; công nghiệp tăng 4,8% so với năm 
2011. Chỉ số giá tiêu dùng năm 2012 tăng 
6,81%. Đầu tư phát triển tăng 7% so với năm 
trước và bằng 33,5% GDP. Xuất, nhập khẩu 
hàng hóa tăng 18,3% . Kim ngạch xuất khẩu có 
thể vượt qua mốc 100 tỷ USD, tỷ lệ kim ngạch 
xuất, nhập khẩu so với GDP năm 2011 đã đạt 
xấp xỉ 170%, đứng thứ 5 Thế giới. Vốn FDI 
tính từ 1988 đến tháng 7 năm 2012 đăng ký đạt 
trên 236 tỷ USD, thực hiện đạt trên 96,6 tỷ 
USD. Vốn ODA từ 1993 đến nay cam kết đạt 
gần 80 tỷ USD, giải ngân đạt trên 35 tỷ USD. 
Science & Technology Development, Vol 18, No Q2 - 2015 
Trang 84 
3.2. Thực trạng thâm hụt ngân sách ở Việt 
Nam 
Thâm hụt ngân sách Việt Nam năm 1990 - 
1995 được kiểm soát và duy trì bình quân ở mức 
3% tương ứng tốc độ tăng trưởng GDP bình quân 
7,68%/năm. Sau cuộc khủng hoảng tài chính tiền 
tệ năm 1997, chi tiêu công tăng cao (từ 20% GDP 
năm 1998 lên hơn 30% các năm sau). Theo đó, 
làm thâm hụt NSNN các năm tiếp tục từ 1996 - 
2003 nhưng đến 2004 - 2008 ngân sách thặng dư 
do nguồn thu ổn định với tốc độ tăng cao hơn so 
với chi chính phủ, chính sách kinh tế tăng trưởng 
và thu hút đầu tư nước ngoài và giai đoạn 2009 
- 2012 thâm hụt NSNN cao do sự thay đổi quy 
mô chi tiêu công, chính sách tài khóa, đặc biệt là 
tăng đầu tư công thông qua các chương trình kích 
cầu và ảnh hưởng cuộc suy thoái kinh tế thế giới. 
Biểu đồ 1. Thâm hụt ngân sách Việt Nam 1990 - 2012 
Nguồn: Ngân hàng phát triển Châu Á 
3.3. Mối quan hệ giữa thâm hụt ngân 
sách và tăng trưởng kinh tế Việt Nam giai 
đoạn 1990 - 2012 
Mối quan hệ thâm hụt ngân hụt ngân sách và 
tăng trưởng kinh tế được khảo sát thông qua các 
giai đoạn như bảng sau: 
Bảng 2. Mối quan hệ thâm hụt ngân hụt ngân sách và tăng trưởng kinh tế 
GIAI ĐOẠN 
TỔNG THU THUẾ 
(%/GDP) 
TỔNG CHI TIÊU CHÍNH PHỦ 
(%/GDP) 
THÂM HỤT 
(%/GDP) 
TĂNG 
TRƯỞNG (%) 
1990-1995 15,47 21,65 3,13 7,68 
1996-2000 17,62 21,96 2,80 6,98 
2001-2005 20,86 25,70 3,50 7,50 
2006-2012 24,04 28,54 2,39 6,57 
Nguồn: Số liệu ADB và tính toán của tác giả 
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 18, SỐ Q2 - 2015 
Trang 85 
Giai đoạn 1990 - 1995, tình hình thâm hụt 
ngân sách bình quân 3,13%, mức tăng trưởng 
kinh tế bình quân 7,68%. Sang giai đoạn 1996 - 
2000, thâm hụt ngân sách 2,8% giảm hơn so với 
giai đoạn trước 3,13%, tốc độ tăng thu tăng cao 
hơn so với chi tiêu chính phủ. Giai đoạn 2001 - 
2005, thâm hụt ngân sách bình quân 3,5% cao 
nhất trong các giai đoạn, tốc độ tăng trưởng biến 
động ngược chiều với thâm hụt ngân sách, tăng 
trưởng ở mức cao 7,5%. Giai đoạn 2006 - 2012, 
thâm hụt ngân sách bình quân 2,39%, mức thâm 
hụt tăng cao nhất năm 2012 là 6,8%, tốc độ tăng 
trưởng mặc dù có giảm sút nhưng vẫn được duy 
trì ở mức tương đối ổn định cho nền kinh tế.
Biểu đồ 2. Thâm hụt Ngân sách và tăng trưởng kinh tế Việt Nam 1990 - 2012 
Nguồn: Ngân hàng phát triển Châu Á 
3.4. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm 
3.4.1. Kiểm định tính dừng 
Kiểm định Augmented Dickey - Fuller 
(ADF) được triển khai để kiểm định chuỗi 
dừng các biến với kết quả được thể hiện trong 
bảng sau: 
Bảng 3. Kết quả kiểm định tính dừng 
 ADF 1% level 5% level 10% level P-valuve KẾT QUẢ 
Chuỗi gốc (level) 
LNGDP -2,258827 -4,532598 -3,673616 -3,277364 0,4340 Không dừng 
LNBD -1,390063 -4,467895 -3,644963 -3,261452 0,8336 Không dừng 
LNCPI -0,804968 -4,532598 -3,673616 -3,277364 0,9469 Không dừng 
LNGI -1,982923 -4,440739 -3,632896 -3,254671 0,5781 Không dừng 
LNREX -2,410926 -4,532598 -3,673616 -3,277364 0,3628 Không dừng 
RIR -2,315667 -4,498307 -3,632896 -3,254671 0,4091 Không dừng 
Science & Technology Development, Vol 18, No Q2 - 2015 
Trang 86 
Sai phân bậc 1 ( 1st difference) 
LNGDP -4,602927 -4,467895 -3,644963 -3,261452 0,0076 Dừng 
LNBD -13,81079 -4,467895 -3,644963 -3,261452 0,0000 Dừng 
LNCPI -5,935659 -4,467895 -3,644963 -3,261452 0,0005 Dừng 
LNGI -5,618096 -4,467895 -3,644963 -3,261452 0,0010 Dừng 
LNREX -10,72420 -4,467895 -3,644963 -3,261452 0,0000 Dừng 
RIR -4,584977 -3,261452 -3,658446 -3,268973 0,0084 Dừng 
Kết quả kiểm định cho thấy, các chuỗi thời 
gian trong mô hình nghiên cứu đều là chuỗi 
không dừng ở chuỗi gốc, tuy nhiên lấy sai phân 
bậc 1 thì các chuỗi LNGDP, LNBD, LNCPI, 
LNGI, LNREX, RIR đều là chuỗi dừng. 
3.4.2. Ước lượng mô hình VAR và độ trễ tối 
ưu mô hình 
Trên cơ sở kiểm định nghiệm đơn vị (ADF) 
và cho ra kết quả là các chuỗi đều dừng ở sai 
phân bậc 1, chúng tôi xác định độ trễ cho mô 
hình bằng các tiêu chuẩn AIC, SC và HQ được 
tính toán trên phần mềm Eviews như sau: 
Bảng 4. Xác định độ trễ tối ưu 
 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 
0 20.40195 NA 9.55e-09 -1.440195 -1.141476 -1.381882 
1 71.50653 66.43595* 2.54e-09 -2.950653 -0.859615 -2.542460 
2 142.6143 49.77544 2.83e-10* -6.461430* -2.578074* -5.703358* 
Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình 
theo các tiêu chuẩn thông dụng AIC và SC là 2. 
Bên cạnh đó, tiêu chuẩn HQ cũng chỉ độ trễ tối 
ưu là 2. Vì vậy, tác giả chọn độ trễ tối ưu cho 
mô hình VAR trong nghiên cứu này là 2. Đồng 
thời Biểu đồ 3 và Bảng 5 truy xuất từ phần 
mềm Eviews cho thấy tất cả các nghiệm đều 
nằm ổn định hợp lý trong vòng tròn đơn vị, 
không có nghiệm nào nằm ngoài phạm vi của 
vòng tròn này. Nói cách khác mô hình Var đạt 
được sự ổn định, có giá trị cho các phân tích 
tiếp theo. 
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 18, SỐ Q2 - 2015 
Trang 87 
Biểu đồ 3. Các nghiệm của mô hình VAR 
Bảng 5. Kiểm định tính ổn định 
 ROOT MODULUS 
-0.966117 0.966117 
 0.958407 0.958407 
-0.671872 - 0.585985i 0.891511 
-0.671872 + 0.585985i 0.891511 
 0.714387 - 0.314623i 0.780600 
 0.714387 + 0.314623i 0.780600 
 0.154383 - 0.706921i 0.723582 
 0.154383 + 0.706921i 0.723582 
-0.722208 0.722208 
-0.125802 - 0.263361i 0.291865 
-0.125802 + 0.263361i 0.291865 
 0.068849 0.068849 
 3.4.3. Kiểm định mối quan hệ nhân quả 
Granger giữa thâm hụt ngân sách và tăng 
trưởng kinh tế. 
Kết quả kiểm định mối quan hệ nhân quả 
trong mô hình VAR như sau: 
Science & Technology Development, Vol 18, No Q2 - 2015 
Trang 88 
Bảng 6. Kết quả kiểm định mối quan hệ nhân quả trong mô hình VAR 
BIẾN PHỤ 
THUỘC DLNGDP DLNBD DLNCPI DLNGI DLNREX DRIR 
DLNGDP / 0.676245 1.708321 4.567160 23.07827*** 8.267343 
DLNBD 0.186776 / 3.243953 6.913850** 6.023543** 3.141225** 
DLNCPI 3.503448 2.038536 / 4.091380 9.178368** 1.292331 
DLNGI 6.205000** 1.247095 1.132740 / 15.55095*** 8.568447** 
DLNREX 3.297280 1.530288 1.378152 7.180950** / 4.516314 
DRIR 2.932972 0.161165 0.335689 2.630133 12.74637*** / 
Ghi chú: * có mức ý nghĩa 10%, ** có mức ý nghĩa 5%, *** có mức ý nghĩa 1%. 
Từ kết quả ở Bảng 6, cho thấy: 
DLNGDP không có quan hệ Granger với 
DLNBD; DLNBP không có quan hệ Granger 
với DLNGDP. Tuy nhiên, ta thấy BD có quan 
hệ với GI và GI có quan hệ với GDP. Để khẳng 
định rõ hơn chiều hướng quan hệ của các biến 
này, tác giả tiến hành thực hiện kiểm định nhân 
quả Granger theo cặp kết quả với giả thuyết H0: 
không có mối quan hệ nhân quả. 
Bảng 7. Kết quả kiểm định mối quan hệ Granger từng cặp trong mô hình VAR 
Cặp biến (LNGDP & LNGI) 
BIẾN PHỤ THUỘC DLNGDP DLNGI 
DLNGDP / 9.015212* 
DLNGI 63.19120*** / 
Ghi chú: * có mức ý nghĩa 10%, ** có mức ý nghĩa 5%, *** có mức ý nghĩa 1%. 
Cặp biến (LNGDP & LNGI) 
BIẾN PHỤ THUỘC DLNGI DLNBD 
DLNGI / 0.892386 
DLNBD 4.826933* / 
Ghi chú: * có mức ý nghĩa 10%, ** có mức ý nghĩa 5%,*** có mức ý nghĩa 1%. 
Kết quả kiểm định Granger từng cặp cho 
thấy: (i) Đối với cặp biến (LNGDP & LNGI): P 
- value lần lượt là 0.0000 và 0.0607 nên kết 
luận rằng có tồn tại bằng chứng mối quan hệ 
nhân quả giữa GDP và GI và ngược lại. GDP bị 
tác động bởi GI ở các mức ý nghĩa, GI bị tác 
động bởi GDP ở mức ý nghĩa 10%. (ii) Đối với 
cặp biến (LNBD & LNGI): P- value lần lượt là 
0.6401 và 0.0879 ta chấp nhận giả thuyết H0 
đối với trường hợp GI bị tác động bởi BD ở 
mức ý nghĩa 10% còn ngược lại thì không. Kết 
luận rằng tồn tại mối quan hệ nhân quả một 
chiều giữa BD & GI. Như vậy, GDP bị tác 
động bởi GI ở các mức ý nghĩa (10%, 5% và 
TẠP CHÍ PHÁT TRIỂN KH & CN, TẬP 18, SỐ Q2 - 2015 
Trang 89 
1%) và GI bị tác động bởi yếu tố BD chỉ ở mức 
ý nghĩa 10%. Điều đó suy ra GDP bị tác động 
bởi GI nhiều hơn so với GI bị tác động bởi BD 
và có thể kết luận GDP bị tác động bởi BD 
thông qua GI. 
4. KẾT LUẬN 
Kết quả kiểm định và phân tích mô hình 
thực nghiệm nêu trên về mối quan hệ giữa 
thâm hụt ngân sách và tăng trưởng kinh tế tại 
Việt Nam với số liệu thực tế trong giai đoạn từ 
năm 1990 đến năm 2012 cho thấy: (i) Thâm hụt 
ngân sách không có quan hệ nhân quả với GDP 
và ngược lại GDP không có quan hệ nhân quả 
với thâm hụt ngân sách. Như vậy, thâm hụt 
ngân sách không trực tiếp làm ảnh hưởng đến 
tăng trưởng kinh tế. Kết quả này tương tự với 
nghiên cứu của Fatima và cộng sự (2012) đối 
với trường hợp Pakistan trong khoảng thời gian 
1980 - 2009, nhưng khác với nghiên cứu của 
Al - Khedar (1996), Đỗ Ngọc Huỳnh (2007). 
(ii) Tổng đầu tư có quan hệ nhân quả với thâm 
hụt ngân sách và tăng trưởng kinh tế, hay nói 
cách khác đầu tư trong thời gian qua ở Việt 
Nam có đóng góp sự tăng trưởng kinh tế nhất 
định và chính sự đầu tư này ngân sách một 
phần bị thâm hụt. Do đó, chính sách đầu tư có 
hiệu quả sẽ tác động tích cực trong tăng trưởng 
kinh tế và mang lại giá trị lợi ích ngân sách 
tương lai. Hơn nữa kiểm định Granger theo 
từng cặp biến (GI&BD) và (GDP&GI) góp 
phần chứng minh rằng thâm hụt ngân sách có 
tác động đến tăng trưởng kinh tế một cách gián 
tiếp thông qua GI. (ii) Tỷ giá hối đoái thực có 
quan hệ nhân quả với các biến. Điều này cho 
biết sự biến động của tỷ giá hối đoái chịu sự 
biến động bởi yếu tố tăng trưởng, ngân sách 
thâm hụt, lãi suất thực trên thị trường, chỉ số 
giá tiêu dùng và tổng đầu tư cho nền kinh tế. 
(iv) Lãi suất thực có quan hệ nhân quả với 
thâm hụt ngân sách và tỷ giá hối đoái. 
Như vậy, thâm hụt ngân sách ở Việt Nam 
không ảnh hưởng trực tiếp đến tăng trưởng 
kinh tế. Tuy nhiên trong những năm gần đây 
thâm hụt ngân sách cao và kéo dài làm xói mòn 
niềm tin đối với năng lực điều hành vĩ mô của 
Chính phủ, làm tăng mức lạm phát kỳ vọng của 
người dân và của các nhà đầu tư vì họ cho rằng 
Chính phủ trước sau gì cũng sẽ phải in thêm 
tiền để tài trợ thâm hụt. Vì vậy, trong thời gian 
tới, chúng tôi cho rằng Chính phủ phải nâng 
cao năng lực quản lý và điều hành ngân sách 
quốc gia, trong đó chú trọng vào phương pháp 
tính, hạch toán ngân sách theo chuẩn mực quốc 
tế nhằm phản ánh chính xác tình trạng tài khóa, 
làm cơ sở cho sử dụng chính sách kinh tế vĩ mô 
hợp lý nhằm giảm bội chi và kiểm soát lạm 
phát. 
TÀI LIỆU THAM KHẢO 
[1]. Al - Khedair, S. I. The Impact of the Budget Deficit on Key Macroeconomic variables in the Major 
Industrial Countries. PhD Dissertation, Florida Atlantic University (1996). 
[2]. Bahmani, O. M. The Federal Budget Deficits Crowd - out or Crowd-in Investment, Journal of 
Policy Modeling. 21, 633 - 640 (1999). 
[3]. Đỗ Ngọc Huỳnh. Budget deficit and economics growth in developing countries - the case of Viet 
Nam. Kansai Instutute for Social and Economic Research (2007). 
[4]. Fatima, G., Mehboob, A., Wali, R. Consequential Effects of Budget Deficit on Economic Growth 
of Pakistan. International Journal of Business and Social Science, Vol.3 No.7, 203 - 208 (2012). 
[5]. Ghali, K. H., Al - shamsi, F. Fiscal Policy and Economic Growth: A study Relating to the United 
Arab Emirates. Journal International Economic, 50, 519 - 533 (1997). 
Science & Technology Development, Vol 18, No Q2 - 2015 
Trang 90 
[6]. Gulcan, Y., Bilman, M. E. The Effects of Budget Deficit Reduction on Exchange Rate: Evidence 
from Turkey. Discussion Paper Series No. 05/07, Faculty of Business, Department of Economics, 
Dokuz Eylül University, Turkey (2005). 
[7]. Harrison, M. M. Relationship between budget deficit and economic growth in Kenya. MBA 
Dissertation, University of Nairobi (2003). 
[8]. IMF. World Economic Outlook. Annual Report (1996). 
[9]. Karras, G. Macroeconomic Effects of Budget Deflict: Future International Evidence. Journal of 
International Money and Finance, 13, pp.190 - 210 (1994). 
[10]. Nguyễn Quang Dong. Phân tích chuỗi thời gian trong tài chính. Nhà xuất bản Khoa học và Kỹ 
thuật (2010). 
[11]. Saleh, A. S. The Budget Deficit and Economic Performance: A survey. Economics Working Paper 
Series 2003, University of Wollongong (2003). 
[12]. Shojai, S. Budget Deficits and Debt: A Global Perspective. Second Edition, Praeger Publishers, 
New York, USA (1999). 
[13]. www.adb.org. 
[14]. www.gso.gov.vn.