Chính sách tài khóa và tác động lên lãi suất: Nghiên cứu thực nghiệm tại các nước Đông Nam Á

KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
23Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏISoá 79 (01/2016)
1. Giới thiệu
Một trong hai chính sách vĩ mô quan trọng 
của bất cứ nền kinh tế nào là chính sách tiền tệ 
và chính sách tài khóa. Trong đó, chính sách 
tài khóa được thực thi bởi chính phủ thông qua 
chính sách thuế, chi tiêu và đầu tư công với mục 
tiêu ổn định và thúc đẩy kinh tế. Tuy nhiên, 
không phải lúc nào chính sách tài khóa cũng 
hiệu quả trong thực hiện mục tiêu của mình do 
nhiều yếu tố khác nhau, một trong những vấn 
đề khiến cho chính sách tài khóa mất hiệu quả 
là hiệu ứng lấn át (Hemming, Kell, & Mahfouz, 
2002). Khu vực Đông Nam Á với bước chuyển 
ngày càng mạnh trong quá trình phát triển kinh 
tế và hội nhập, đặc biệt là hội nhập AEC trong 
thời gian tới thì vai trò của các chính sách kinh 
tế vĩ mô cũng ngày càng quan trọng trong hoạt 
động kinh tế của các nước Đông Nam Á. Do 
đó, xem xét hiệu quả của chính sách tài khóa 
tại các quốc gia Đông Nam Á trong những năm 
qua rất cần thiết để hoạch định chính sách vĩ 
mô cho phù hợp.
Tóm tắt 
Chính sách tài khóa luôn được xem là một trong hai chính sách vĩ mô quan trọng của các quốc 
gia. Khi thực thi chính sách tài khóa, chính phủ các quốc gia đối mặt với vấn đề khó khăn khi chính 
sách tài khóa có hiệu ứng lấn át đến đầu tư tư nhân. Bài viết sử dụng dữ liệu từ Worldbank và IMF 
từ năm 1998 đến năm 2012 để nghiên cứu hiệu ứng lấn át đầu tư tư nhân của chính sách tài khóa 
thông qua lãi suất cho vay thị trường tại 8 nước Đông Nam Á. Qua kỹ thuật hồi quy cho dữ liệu 
bảng, nghiên cứu phát hiện thấy bằng chứng thống kê về tác động dương của chính sách tài khóa 
lên lãi suất thị trường. Như vậy chính sách tài khóa tại Đông Nam Á có thể tồn tại hiệu ứng lấn át 
đến đầu tư tư nhân của các quốc gia.
Từ khóa: Chính sách tài khóa, hiệu ứng lấn át, đầu tư tư nhân, lãi suất, Asean.
Mã số: 201.23115. Ngày nhận bài: 23/11/2015. Ngày hoàn thành biên tập: 13/01/2015. Ngày duyệt đăng: 15/01/2016.
Summary 
 Fiscal policy is seen as one of important macroeconomics policy in almost countries. In fiscal 
policy conducting, governments face to challenges due to private investments crowding-out effects. 
This paper recruits data from Worldbank and IMF from 1998 to 2012 to investigate the crowding-
out effects of fiscal policy at 8 Asean countries. Through panel data estimations, we find that fiscal 
policy increases lending interest rate. Thus, the fiscal policy at Asean may have crowding-out effects 
on private investment.
Key words: Fiscal policy, crowding-out effects, private investment, interest, ASEAN. 
Paper No. 201.23115. Date of receipt: 23/11/2015. Date of revision:13/01/2015. Date of approval:15/01/2016.
CHÍNH SÁCH TÀI KHÓA VÀ TÁC ĐỘNG LÊN LÃI SUẤT: 
NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM TẠI CÁC NƯỚC 
ĐÔNG NAM Á
Nguyễn Phúc Cảnh*
* ThS, Trường Đại học Kinh tế TP.Hồ Chí Minh; Email: canhnguyen@ueh.edu.vn
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
24 Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏI Soá 79 (01/2016)
Hiệu ứng lấn át (crowding-out effects) của 
chính sách tài khóa có lịch sử nghiên cứu lâu 
đời từ lý thuyết của Keynes trong mô hình 
IS - LM, hiệu ứng lấn át được phát biểu tổng 
quát rằng các hoạt động của khu vực công 
lấn át và làm suy yếu các hoạt động của khu 
vực tư (Buiter, 1977). Ví dụ như trong trường 
hợp nền kinh tế đóng, khi chính phủ tăng chi 
tiêu, tổng cầu gia tăng sẽ dịch chuyển đường 
IS sang phải trong mô hình IS-LM, sự dịch 
chuyển của IS trong khi LM cố định dẫn đến 
sự gia tăng trong lãi suất, lãi suất tăng làm khu 
vực tư giảm tiêu dùng và đầu tư. Như vậy, hiệu 
ứng lấn át gián tiếp của chính sách tài khóa thể 
hiện qua tác động của chính sách tài khóa lên 
lãi suất thị trường và làm thay đổi hoạt động 
của khu vực tư.
Tuy nhiên, sự phát triển của lý thuyết kinh 
tế đã phát hiện ngoài hiệu ứng lấn át thì chính 
sách tài khóa còn có hiệu ứng thúc đẩy khu 
vực tư. Trong đó, hiệu ứng lấn át là lý thuyết 
truyền thống về tác động của chi tiêu công lên 
khu vực tư thông qua lấn át đầu tư tư. Cụ thể, 
chính phủ tăng chi tiêu công bằng nguồn thu 
từ thuế hoặc nợ công làm tăng tổng cầu và 
đồng thời tăng lãi suất (như đã phân tích ở 
trên) từ đó làm giảm đầu tư tư nhân. Trong khi 
nhánh nghiên cứu ngược lại cho rằng chi tiêu 
công giúp thúc đẩy đầu tư tư nhân thông qua 
hiệu ứng thúc đẩy (Crowding-in effects), và 
hiệu ứng này xuất hiện khi nền kinh tế đang ở 
giai đoạn thất nghiệp cao và chủ yếu xảy ra ở 
các nước đang phát triển vì chi tiêu công giúp 
phát triển cơ sở hạ tầng cho khu vực tư nhân 
phát triển (Ahmed & Miller, 2000).
Như nghiên cứu của Barro (1989) phát hiện 
thấy rằng khi chính phủ tài trợ chi tiêu bằng 
thuế sẽ làm giảm thu nhập khả dụng của khu 
vực tư, từ đó làm giảm đầu tư và chi tiêu của 
khu vực tư. Thậm chí, khi chính phủ gia tăng 
chi tiêu đã làm giảm đầu tư tư nhân nhiều đến 
mức có tác động tiêu cực lên thu nhập bình 
quân đầu người của toàn bộ nền kinh tế thông 
qua hiệu ứng lấn át (Grier & Tullock, 1989; 
Kormendi & Meguire, 1985). Các nghiên cứu 
khác cũng khẳng định rằng tác động của chính 
sách tài khóa lên tăng trưởng kinh tế thông qua 
hiệu ứng lấn át phụ thuộc vào thành phần trong 
tổng chi tiêu của chính phủ và nguồn tài trợ 
của chính sách tài khóa (Devarajan, Swaroop, 
& Zou, 1996; Easterly & Rebelo, 1993). 
Trong khi đó, hướng nghiên cứu thứ hai 
về tác động của chính sách tài khóa phát hiện 
thấy rằng chính sách tài khóa có tác động thúc 
đẩy đầu tư tư nhân và giúp tăng trưởng kinh 
tế. Cụ thể như Easterly and Rebelo (1993) 
phát hiện rằng chi tiêu của chính phủ vào giao 
thông và cơ sở hạ tầng giúp tăng trưởng kinh 
tế. Hay trước đó, Aschauer (1989) nghiên cứu 
tại Mỹ phát hiện chi tiêu đầu tư của chính phủ 
Mỹ vào cơ sở hạ tầng giúp thúc đẩy đầu tư 
tư nhân theo hiệu ứng thúc đẩy, còn Bairam 
and Ward (1993) phát hiện hiệu ứng thúc đẩy 
tại 19 quốc gia thuộc OECD. Các nghiên cứu 
có điểm chung là nghiên cứu đầu tư hoặc chi 
tiêu của chính phủ vào cơ sở hạ tầng và ở các 
quốc gia đang phát triển sẽ có tác động tích 
cực lên khu vực tư và giúp kích thích chi tiêu 
và đầu tư của khu vực này. Điều này dễ hiểu 
bởi lẽ khi cơ sở hạ tầng được phát triển sẽ tạo 
ra nhiều cơ hội đầu tư cho khu vực tư và từ đó 
giúp kích thích khu vực này gia tăng chi tiêu.
Khu vực Đông Nam Á, với hơn 10 quốc 
gia chủ yếu là nhỏ, mở cửa và đang phát triển, 
trong đó chủ yếu cung cấp và chủ chuyển vốn 
cho nền kinh tế thông qua hệ thống ngân hàng 
thương mại do đó lãi suất có vai trò quan trọng 
trong hoạt động của nền kinh tế. Bên cạnh đó, 
tăng trưởng kinh tế cao trong hơn một thập 
kỷ qua, cộng với thực tiễn dân số trẻ và lao 
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
25Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏISoá 79 (01/2016)
động nhiều, đồng thời cơ sở hạ tầng còn chưa 
phát triển có thể tạo điều kiện cho cả hai loại 
hiệu ứng trên tồn tại tại khu vực này. Trong 
nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng dữ liệu giai 
đoạn 1998 - 2012 tại 8 nước Đông Nam Á bao 
gồm Cambodia, Indonesia, Lào, Malaysia, 
Phillipine, Singapore, Thái Lan và Việt Nam 
từ Worldbank và IMF để kiểm chứng tác động 
của Chính sách tài khóa đến lãi suất cho vay 
để kiểm chứng liệu hiệu ứng lấn át hay hiệu 
ứng thúc đẩy tồn tại trong khu vực, đồng thời 
xem xét tác động này có thay đổi trong giai 
đoạn khủng hoảng tài chính 2008 hay không 
thông qua tác động của chính sách tài khóa lên 
lãi suất cho vay trên thị trường.
2. Phương pháp nghiên cứu
a. Mô hình nghiên cứu
Trong nghiên cứu này, chúng tôi dựa vào 
phân tích của Engen and Hubbard (2005), 
trong đó mô hình tác động của chính sách tài 
khóa lên lãi suất dựa trên mô hình hàm sản 
xuất trong đó lãi suất (r) phụ thuộc vào năng 
suất biên của vốn (MPK = ∆Y/∆K) trong hàm 
sản xuất Cobb - Douglas:
Y = AKaL(1-a)
(1)
Trong đó: Y là sản lượng, A là hệ số tổng 
hiệu quả các yếu tố, a là hệ số co giãn của vốn, 
(1 - a) là hệ số co giãn của lao động. Khi đó tỷ 
suất sinh lợi của vốn (MPK*K) tính trên GDP 
sẽ là a, tức là 
a = %∆Y/%∆K = (∆Y/Y)/(∆K/K)
 = (MPK*K)/Y (2)
Nếu lãi suất r bằng MPK khi đó
r = a*Y/K = a * A * (L/K)1-a (3)
Nếu chính sách tài khóa (ký hiệu là G) 
thông qua chi tiêu công có hiệu ứng lấn át hoàn 
toàn thì
∂K/∂G = -1 (4)
Khi đó, một sự gia tăng trong chi tiêu chính 
phủ (khi các yếu tố khác không đổi) sẽ làm gia 
tăng lãi suất
∂r/∂G = (∂r/∂K)* (∂K/∂G) 
 = a*(1-a)*(Y/K2) > 0 (5)
Theo phương trình (5), sự gia tăng của lãi 
suất phụ thuộc vào độ co giãn của cả vốn và 
lao động, đồng thời mức sản lượng và mức độ 
tích tụ vốn của nền kinh tế. Mặc khác, lãi suất 
còn bị tác động bởi lạm phát trong nền kinh 
tế. Theo lý thuyết truyền thống, lãi suất thị 
trường bao gồm lãi suất thực và các phần bù 
khác trong đó có phần bù lạm phát (Mishkin, 
1981). Bên cạnh đó, lạm phát gia tăng sẽ dẫn 
đến việc người đi vay muốn vay nợ nhiều hơn 
do lãi suất thực thấp đi, cho nên người cho vay 
sẽ đòi hỏi mức lãi suất cao hơn để bù lại phần 
gia tăng trong lạm phát.
Xem xét trên toàn bộ nền kinh tế, tăng 
trưởng kinh tế giúp kích thích đầu tư bao 
gồm cả đầu tư trong nước và dòng vốn đầu tư 
nước ngoài (Almfraji, Almsafir, & Yao, 2014; 
Donovan & Batabyal, 2015; Ouyang & Fu, 
2012; Tekin, 2012; Zhang et al., 2013). Đầu 
tư càng cao cầu vốn càng lớn (Muro, 2013; 
Pavelescu, 2014; Vîlcu, 2011; Yuan, Liu, & 
Wu, 2009), cho nên tăng trưởng kinh tế cao 
sẽ dẫn đến nhu cầu đầu tư cao hơn vì thế thị 
trường sẽ đòi hỏi lãi suất cao hơn. Tuy nhiên, 
khi nền kinh tế càng phát triển cũng dẫn đến sự 
phát triển trong thị trường vốn cả về tính hiệu 
quả của thị trường (Arestis & Demetriades, 
1997; De Gregorio & Guidotti, 1995; Levine, 
1997), khi thị trường tài chính càng phát triển, 
tính cạnh tranh sẽ cao hơn, đồng thời các rào 
cản trên thị trường giảm xuống do đó lãi suất 
sẽ có tính cạnh tranh hơn và có thể giữ ở mức 
ổn định. Như vậy, tác động của tăng trưởng 
kinh tế lên lãi suất có thể là dương hoặc âm 
tùy theo mức độ tác động của tăng trưởng 
kinh tế lên cầu vốn và tính hiệu quả của thị 
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
26 Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏI Soá 79 (01/2016)
Biểu đồ 1. Các yếu tố vĩ mô Đông Nam Á giai đoạn 1998 - 2012 (%)
Nguồn: Worldbank và IMF.
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
27Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏISoá 79 (01/2016)
trường tài chính. Đồng thời, lãi suất còn bị ảnh 
hưởng bởi tiết kiệm của nền kinh tế, khi tiết 
kiệm càng cao sẽ dẫn đến cung vốn lớn hơn 
và lãi suất có thể giảm, tuy vậy lãi suất cũng 
có tác động đến mức tiết kiệm trong nền kinh 
tế (Boskin, 1976). 
Trong nghiên cứu này, chúng tôi không 
nghiên cứu tác động của chính sách tài khóa 
đến đầu tư mà xem xét tác động của chính 
sách tài khóa lên lãi suất thị trường thông qua 
biến lãi suất cho vay để xem xét bước đầu tiên 
trong tác động của chính sách tài khóa lên đầu 
tư trong đó có kiểm soát tác động của tăng 
trưởng kinh tế và lạm phát lên lãi suất cho vay 
của thị trường. Mô hình nghiên cứu có dạng:
r
l
 = b
0
 + b1GDP + b2Inf + b3Gov + b4Saving 
 + b5rl(-1) + e (6)
Trong đó: r là lãi suất cho vay, GDP là tăng 
trưởng kinh tế, Inf là lạm phát, Gov là chi tiêu 
của chính phủ, Saving là tiết kiệm của nền 
kinh tế, e là phần dư.
b. Dữ liệu nghiên cứu
Bài viết thu thập dữ liệu theo năm từ 
năm 1998 đến năm 2012 từ báo cáo World 
Development Indicators của Worldbank bản 
mới nhất và dữ liệu chi tiêu chính phủ từ 
IMF của 8 nước Cambodia, Indonesia, Lào, 
Malaysia, Phillipine, Singapore, Thái Lan 
và Việt Nam bao gồm tăng trưởng GDP theo 
năm, tăng trưởng GDP đầu người, tỷ lệ tiết 
kiệm trên GDP, tỷ lệ tăng trưởng chi tiêu của 
chính phủ, tỷ lệ lạm phát theo năm và lãi suất 
cho vay bình quân trên thị trường. Dữ liệu của 
các nước được trình bày ở biểu đồ 1.
 Qua biểu đồ 1 cho thấy tăng trưởng GDP 
của các nước Đông Nam Á hồi phục sau khủng 
hoảng 1997 và tăng trưởng đến giai đoạn 
khủng hoảng 2008 thì biến động. Bên cạnh 
đó, lạm phát của các quốc gia cũng ổn định ở 
mức thấp trong giai đoạn 2000 - 2007, sau đó 
tăng và biến động mạnh trong giai đoạn 2008 
- 2012. Trong khi đó, tỷ lệ tiết kiệm trên GDP 
cao ở các nước như Singapore, nhưng lại rất 
thấp ở Cambodia và có xu hướng giảm xuống 
trong giai đoạn 2008 - 2012. Còn tăng trưởng 
GDP và tăng trưởng GDP trên đầu người cũng 
có xu hướng tương tự. Cuối cùng, lãi suất cho 
vay trung bình trên thị trường giảm sau khủng 
hoảng 1997 sau đó tăng trở lại trong khủng 
hoảng tài chính năm 2008.
3. Kết quả nghiên cứu và thảo luận
Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu được mô 
tả trong bảng 1.
Mô tả thống kê cho thấy lạm phát có chênh 
lệch giữa các quốc gia, trong khi tỷ lệ tăng 
Bảng 1. Mô tả thống kê dữ liệu
Biến N
Trung 
bình
Độ lệch 
chuẩn
Nhỏ nhất Lớn nhất
Tăng trưởng GDP 120 5.33 3.84 -13.13 14.78
Tăng trưởng GDP đầu người 120 3.65 3.87 -14.39 12.77
Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP 116 27.79 10.41 2.44 52.02
Lạm phát 120 7.40 15.26 -1.71 128.42
Tăng trưởng tổng chi tiêu của chính phủ 116 12.80 12.79 -23.08 51.02
Lãi suất cho vay 103 12.03 7.72 4.79 32.15
Nguồn: Tính toán của tác giả.
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
28 Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏI Soá 79 (01/2016)
trưởng GDP trung bình cao hơn tăng trưởng 
GDP trên đầu người, điều này cho thấy tại các 
nước Đông Nam Á dân số vẫn tiếp tục tăng 
trưởng và nhu cầu sử dụng vốn vẫn sẽ cao dẫn 
đến lãi suất cho vay vẫn sẽ đóng vai trò quan 
trọng trong nền kinh tế. Đặc biệt, thống kê mô 
tả cho thấy có quốc gia có mức lãi suất cho 
vay rất cao (lên đến 32.15%/năm), nhưng điều 
này tương đối dễ hiểu bởi có quốc gia tỷ lệ 
lạm phát lên đến 128.42%/năm.
Sử dụng kiểm định t - test để kiểm tra hệ 
số tương quan giữa các biến (kết quả được 
trình bày ở bảng 2). Qua kiểm định hệ số 
tương quan cho thấy lãi suất có tương quan 
âm với cả tăng trưởng kinh tế tính theo GDP 
và GDP đầu người, mặc dù hệ số tương quan 
không có ý nghĩa thống kê tuy nhiên có thể 
thấy tăng trưởng kinh tế có tác động nhất 
định lên hiệu quả của thị trường tại các quốc 
gia Đông Nam Á. Hệ số tương quan còn cho 
thấy tiết kiệm trong nền kinh tế có tương 
quan âm và có ý nghĩa thống kê cho thấy tiết 
kiệm và lãi suất có tương quan lớn tại các 
quốc gia Đông Nam Á. Đặc biệt, lãi suất cho 
vay có tương quan dương với cả lạm phát và 
tăng trưởng tổng chi tiêu của chính phủ, điều 
này cho thấy có tác động của lạm phát và 
chính sách tài khóa lên lãi suất cho vay của 
các nước Đông Nam Á.
Sử dụng kỹ thuật ước lượng cho dữ liệu 
bảng từ mô hình OLS đến các kỹ thuật ước 
lượng hiệu ứng cố định (FEM) và hiệu ứng 
ngẫu nhiên (REM) và kỹ thuật ước lượng 
GMM chúng tôi lần lượt có được kết quả ước 
lượng các yếu tố tác động lên lãi suất cho vay 
thị trường trong đó sử dụng biến tỷ lệ tăng 
trưởng GDP để đại diện cho tăng trưởng kinh 
tế, kết quả được trình bày ở bảng 3. Bởi vì hạn 
chế của OLS trong ước lượng dữ liệu bảng 
với các hiện tượng bị chệch do phương sai 
Bảng 2. Kiểm định tương quan giữa các biến
Hệ số tương quan
P-value trong ()
Tăng 
trưởng 
GDP
Tăng 
trưởng 
GDP đầu 
người
Tỷ lệ tiết 
kiệm trên 
GDP
Lạm 
phát
Tăng 
trưởng tổng 
chi tiêu của 
chính phủ
Lãi suất 
cho vay
Tăng trưởng GDP
1.000
Tăng trưởng GDP đầu 
người
0.980*** 1.000
(0.000)
Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP
-0.149 -0.170* 1.000
(0.110) (0.069)
Lạm phát
-0.120 -0.121 -0.335*** 1.000
(0.192) (0.189) (0.000)
Tăng trưởng tổng chi tiêu 
của chính phủ
-0.071 -0.101 -0.249*** 0.424*** 1.000
(0.451) (0.282) (0.008) (0.000)
Lãi suất cho vay
-0.051 -0.049 -0.774*** 0.562*** 0.366*** 1.000
(0.612) (0.625) (0.000) (0.000) (0.000)
Trong đó: *,**, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%.
Nguồn: tính toán của tác giả
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
29Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏISoá 79 (01/2016)
thay đổi, tự tương quan hay nội sinh (Kiviet, 
1995), do đó ước lượng FEM và REM có thể 
được sử dụng để sử lý phương sai thay đổi 
(Ahn & Schmidt, 1995). Trong khi đó để sử 
lý hiện tượng tự tương quan chúng tôi đưa 
vào biến trễ của biến phụ thuộc (lãi suất cho 
vay) vào mô hình. Bên cạnh đó, bởi vì dữ liệu 
được thu thập theo dạng năm và là các yếu tố 
vĩ mô trong khi có biến trễ của biến phụ thuộc 
được sử dụng để làm biến độc lập nên vấn đề 
nội sinh có thể phát sinh, do đó kỹ thuật ước 
lượng GMM được sử dụng từ các nghiên cứu 
của Arellano and Bond (1988), Arellano and 
Bond (1991), Blundell and Bond (1998).
Bảng 3. Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP
Lãi suất cho vay
Pooled Model FEM Model GMM Model
Hệ số hồi quy P-value
Hệ số hồi 
quy
P-value
Hệ số hồi 
quy
P-value
Tăng trưởng GDP 0.149** 0.030 -0.039 0.468 -0.036 0.511
Tỷ lệ tiết kiệm trên 
GDP -0.051 0.110 0.014 0.726 0.020 0.638
Lạm phát 0.240*** 0.000 0.297*** 0.000 0.308*** 0.000
Tăng trưởng tổng 
chi tiêu của chính 
phủ -0.008 0.584 -0.020* 0.068 -0.020* 0.081
Lãi suất cho vay 
(-1) 0.775*** 0.000 0.463*** 0.000 0.464*** 0.000
Constant 1.650 0.212 4.271*** 0.006 4.016** 0.015
R-squared 0.9469
R-squared hiệu chỉnh 0.9439
R2-within 0.7460
R2-between 0.9829
R2-overall 0.9212
Thống kê F 314.09 48.18 195.01
P-value thống kê F 0.000*** 0.000*** 0.000***
Số quan sát 94 94 87
Rho .9083
Corr(u_i, Xb) 0.8484
Kiểm định Breusch-Pagan / Cook-Weisberg for Heteroskedasticity
Chi-squared 62.19
P-value 0.000***
Kiểm định Hausman
Chi-squared 93.93
P-value 0.000***
Trong đó: *,**, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%.
Nguồn: tính toán của tác giả.
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
30 Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏI Soá 79 (01/2016)
Kiểm định Breusch-Pagan cho thấy mô 
hình bị phương sai thay đổi, do đó sử dụng 
FEM hoặc REM là phù hợp, tuy nhiên kiểm 
định Hausman cho thấy mô hình FEM phù 
hợp hơn cho nên chúng tôi chỉ trình bày kết 
quả của OLS và FEM. Tuy nhiên, vì các hệ 
số của mô hình FEM như hệ số Rho và hệ số 
Corr(u_i, Xb) có giá trị rất gần 1 cho nên mô 
hình FEM có thể bị nội sinh. Vì vậy mô hình 
GMM là phù hợp hơn cả trong ước lượng cho 
nghiên cứu này.
Tuy nhiên, kết quả ước lượng ở bảng 3 
cho thấy tính bền vững của mô hình khi ước 
lượng bằng kỹ thuật FEM hay GMM. Cả tăng 
trưởng kinh tế va tiết kiệm không có tác động 
có ý nghĩa thống kê lên lãi suất cho vay trên 
thị trường, điều này ủng hộ giả thuyết rằng 
tăng trưởng kinh tế giúp phát triển thị trường 
tài chính, làm giảm các rào cản, tăng tính cạnh 
tranh trên thị trường và giúp lãi suất cho vay 
cạnh tranh hơn nên giúp làm giảm tác động 
của cầu vốn lên lãi suất. Trong khi đó, tiết 
kiệm trong nước cao hơn có thể làm giảm lãi 
suất cho vay ở các nước Đông Nam Á, tuy 
nhiên vì đây là các nước đang phát triển do 
đó nhu cầu vốn rất cao vì vậy tiết kiệm trong 
nước thường không đủ bù đắp nhu cầu vốn do 
đó lãi suất khó giảm.
Với lạm phát, kết quả cho thấy kết quả 
phù hợp với lý thuyết khi lạm phát tăng làm 
gia tăng lãi suất cho vay trên thị trường. Tuy 
nhiên, kết quả với tác động của chính sách tài 
khóa lại khá bất ngờ khi mức gia tăng chi tiêu 
của chính phủ lại làm giảm lãi suất thị trường. 
Điều này khá trái ngược với lý thuyết truyền 
thống khi cho rằng chính sách tài khóa mở 
rộng sẽ làm gia tăng lãi suất thị trường.
Như đã phân tích, các biến vĩ mô tại khu 
vực có biến động mạnh trong giai đoạn 2008 
- 2012, do đó chúng tôi tách bộ dữ liệu thành 
hai nhóm trước 2008 (trước khủng hoảng) và 
sau 2007 (sau khủng hoảng) để xem xét mối 
quan hệ trên. Kết quả ước lượng được trình 
bày ở bảng 4 cho thấy kết quả mô hình không 
cho thấy sự khác biệt giữa hai giai đoạn trên.
Tuy vậy, như đã phân tích ở trên, các 
nước Đông Nam Á chủ yếu là các nước đang 
phát triển và có dân số trẻ, do đó chỉ tiêu tăng 
trưởng GDP thường không đại diện tốt cho 
tăng trưởng kinh tế. Cho nên, để tìm kiếm 
thêm bằng chứng chúng tôi sử dụng chỉ tiêu 
GDP đầu người để đại diện cho tăng trưởng 
kinh tế tại các quốc gia Đông Nam Á nhằm 
đo lường chính xác mức độ phát triển của nền 
kinh tế. Kết quả được trình bày ở bảng 5.
Bảng 4. Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP trước và sau khủng hoảng
Lãi suất cho vay
GMM Model trước 2008 GMM Model sau 2007
Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value
Tăng trưởng GDP -0.132 0.124 -0.090 0.228
Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP 0.088** 0.049 0.203* 0.077
Lạm phát 0.360*** 0.000 0.269*** 0.000
Tăng trưởng tổng chi tiêu của chính 
phủ -0.008 0.451 -0.031 0.177
Lãi suất cho vay (-1) 0.436*** 0.000 0.264* 0.057
Constant 2.931* 0.067 0.239 0.952
Trong đó: *,**, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%.
Nguồn: tính toán của tác giả
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
31Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏISoá 79 (01/2016)
Bảng 5. Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP đầu người
Lãi suất cho vay
Pooled Model FEM Model GMM Model
Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value
Tăng trưởng GDP đầu người 0.114* 0.079 -0.036 0.479 -0.031 0.557
Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP 0.244*** 0.000 0.294*** 0.000 0.299*** 0.000
Lạm phát -0.007 0.616 -0.020* 0.063 -0.019* 0.086
Tăng trưởng tổng chi tiêu 
của chính phủ 0.825*** 0.000 0.456*** 0.000 0.453*** 0.000
Lãi suất cho vay (-1) -0.105 0.796 4.719*** 0.000 4.703*** 0.000
Constant 0.114* 0.079 -0.036 0.479 -0.031 0.557
R-squared 0.9452
R-squared hiệu chỉnh 0.9427
R2-within 0.7459
R2-between 0.9838
R2-overall 0.9238
Thống kê F/Wall 383.74 60.91 193.81
P-value thống kê F 0.0000*** 0.0000*** 0.0000***
Số quan sát 94 94 87
Rho .9067
Corr(u_i, Xb) 0.8514
Kiểm định Breusch-Pagan / Cook-Weisberg for Heteroskedasticity
Chi-squared 72.10
P-value 0.000***
Kiểm định Hausman
Chi-squared 62.19
P-value 0.000***
Trong đó: *,**, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%.
Nguồn: tính toán của tác giả
Bảng 6. Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP đầu người trước và sau khủng hoảng
Lãi suất cho vay
GMM Model trước 2008 GMM Model sau 2007
Hệ số hồi quy P-value Hệ số hồi quy P-value
Tăng trưởng GDP đầu người -0.132 0.124 -0.090 0.228
Tỷ lệ tiết kiệm trên GDP 0.088** 0.049 0.203* 0.077
Lạm phát 0.360*** 0.000 0.269*** 0.000
Tăng trưởng tổng chi tiêu của chính phủ -0.008 0.451 -0.031 0.177
Lãi suất cho vay (-1) 0.436*** 0.000 0.264* 0.057
Constant 2.931* 0.067 0.239 0.952
Trong đó: *,**, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%.
Nguồn: tính toán của tác giả
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
32 Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏI Soá 79 (01/2016)
Kết quả hồi quy với biến tăng trưởng GDP 
đầu người cho thấy chính sách tài khóa mở 
rộng có tác động rất mạnh lên lãi suất thị 
trường điều này hoàn toàn phù hợp với lý 
thuyết truyền thống về hiệu ứng của chính 
sách tài khóa.
Tiếp tục kiểm tra với hai giai đoạn trước và 
sau khủng hoảng chúng tôi lại không tìm thấy 
bằng chứng thống kê về tác động của chính 
sách tài khóa lên lãi suất thị trường.
4. Kết luận
Như vậy, thông qua kỹ thuật ước lượng với 
dữ liệu bảng chúng tôi cố gắng tìm kiếm bằng 
chứng về tác động của chính sách tài khóa lên 
lãi suất thị trường trong khung lý thuyết về 
hiệu ứng lấn át của chính sách tài khóa. Nghiên 
cứu cho thấy biến tăng trưởng GDP đầu người 
đại diện tốt hơn cho tăng trưởng kinh tế so với 
biến tăng trưởng GDP truyền thống. Trong khi 
đó chính sách tài khóa làm gia tăng lãi suất thị 
trường tại các nước Đông Nam Á trong giai 
đoạn 1998 - 2012. Tuy nhiên, khủng hoảng tài 
chính hầu như không có tác động lên mối quan 
hệ trên với bằng chứng thống kê thu thập được
Qua nghiên cứu này, chúng tôi đề xuất rằng 
chính phủ các quốc gia cần cân nhắc hai vấn 
đề sau: một là, nên sử dụng chỉ số tăng trưởng 
GDP đầu người trong các báo cáo kinh tế và 
để xác lập các chính sách kinh tế vĩ mô thay 
vì chỉ tiêu tăng trưởng GDP. Thứ hai, chính 
sách tài khóa có thể có tác động làm gia tăng 
lãi suất và làm giảm đầu tư tư, tuy nhiên sự gia 
tăng trong lãi suất cần có nghiên cứu tiếp tục 
để xem xét tác động của nó đến các biến khác 
trong nền kinh tế. q
Tài liệu tham khảo
1. Ahmed, H., & Miller, S. M., 2000, Crowding-out and crowding-in effects of the components of 
government expenditure, Contemporary Economic Policy, 18(1), 124-133. 
2. Ahn, S. C., & Schmidt, P., 1995, Efficient estimation of models for dynamic panel data, 
Journal of econometrics, 68(1), 5-27. 
3. Almfraji, M. A., Almsafir, M. K., & Yao, L., 2014, Economic Growth and Foreign Direct 
Investment Inflows: The Case of Qatar, Procedia - Social and Behavioral Sciences, 109(0), 
1040-1045. doi: 
4. Arellano, M., & Bond, S., 1988, Dynamic Panel Data Estimation Using PPD: A Guide for 
Users, Institute for Fiscal Studies.
5. Arellano, M., & Bond, S., 1991, Some tests of specification for panel data: Monte Carlo 
evidence and an application to employment equations, The Review of Economic Studies, 
58(2), 277-297. 
6. Arestis, P., & Demetriades, P., 1997, Financial development and economic growth: Assessing 
the evidence*, The Economic Journal, 107(442), 783-799. 
7. Aschauer, D. A., 1989, Does public capital crowd out private capital?, Journal of Monetary 
Economics, 24(2), 171-188. 
8. Bairam, E., & Ward, B., 1993, The externality effect of government expenditure on investment 
in OECD countries, Applied Economics, 25(6), 711-716. 
9. Barro, R. J., 1989, Economic growth in a cross section of countries, National Bureau of 
Economic Research.
10. Blundell, R., & Bond, S., 1998, Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel 
data models, Journal of econometrics, 87(1), 115-143. 
11. Boskin, M. J., 1976, Taxation, saving and the rate of interest, National Bureau of Economic 
Research Cambridge, Mass., USA.
KINH TEÁ VAØ HOÄI NHAÄP
33Taïp chí KINH TEÁ ÑOÁI NGOAÏISoá 79 (01/2016)
12. Buiter, W. H., 1977, ‘Crowding out’ and the effectiveness of fiscal policy, Journal of Public 
Economics, 7(3), 309-328. doi: 
13. De Gregorio, J., & Guidotti, P. E., 1995, Financial development and economic growth, 
World Development, 23(3), 433-448. 
14. Devarajan, S., Swaroop, V., & Zou, H.-f., 1996, The composition of public expenditure and 
economic growth, Journal of Monetary Economics, 37(2), 313-344. 
15. Donovan, P. J., & Batabyal, A. A., 2015, On economic growth and investment income 
taxation in a creative region, International Review of Economics & Finance, 38(0), 67-72. 
doi: 
16. Easterly, W., & Rebelo, S., 1993, Fiscal policy and economic growth, Journal of Monetary 
Economics, 32(3), 417-458. 
17. Engen, E. M., & Hubbard, R. G., 2005, Federal government debt and interest rates NBER, 
Macroeconomics Annual 2004, Volume 19 (pp. 83-160): MIT Press.
18. Grier, K. B., & Tullock, G., 1989, An empirical analysis of cross-national economic growth, 
1951-1980. Journal of Monetary Economics, 24(2), 259-276. 
19. Hemming, R., Kell, M., & Mahfouz, S., 2002, The effectiveness of fiscal policy in stimulating 
economic activity, A review of the literature. 
20. Kiviet, J. F., 1995, On bias, inconsistency, and efficiency of various estimators in dynamic 
panel data models, Journal of econometrics, 68(1), 53-78. 
21. Kormendi, R. C., & Meguire, P. G., 1985, Macroeconomic determinants of growth: cross-
country evidence, Journal of Monetary Economics, 16(2), 141-163. 
22. Levine, R., 1997, Financial development and economic growth: views and agenda, Journal 
of Economic Literature, 688-726. 
23. Mishkin, F. S., 1981, The real interest rate: An empirical investigation, Carnegie-Rochester 
Conference Series on Public Policy, 15(0), 151-200. doi: 
2231(81)90022-1
24. Muro, K., 2013, A note on the three-sector Cobb-Douglas GDP function, Economic 
Modelling, 31(0), 18-21. doi: 
25. Ouyang, P., & Fu, S., 2012, Economic growth, local industrial development and inter-
regional spillovers from foreign direct investment: Evidence from China, China Economic 
Review, 23(2), 445-460. doi: 
26. Pavelescu, F. M., 2014, Methodological Considerations Regarding the Estimated Returns 
to Scale in Case of Cobb-douglas Production Function, Procedia Economics and Finance, 
8(0), 535-542. doi: 
27. Tekin, R. B., 2012, Economic growth, exports and foreign direct investment in Least 
Developed Countries: A panel Granger causality analysis, Economic Modelling, 29(3), 
868-878. doi: 
28. Vîlcu, G. E., 2011, A geometric perspective on the generalized Cobb-Douglas production 
functions, Applied Mathematics Letters, 24(5), 777-783. doi: 
aml.2010.12.038
29. Yuan, C., Liu, S., & Wu, J., 2009, Research on energy-saving effect of technological progress 
based on Cobb-Douglas production function, Energy Policy, 37(8), 2842-2846. doi: http://
dx.doi.org/10.1016/j.enpol.2009.04.025
30. Zhang, X., Wu, L., Zhang, R., Deng, S., Zhang, Y., Wu, J., . . . Wang, L., 2013, Evaluating 
the relationships among economic growth, energy consumption, air emissions and air 
environmental protection investment in China, Renewable and Sustainable Energy Reviews, 
18(0), 259-270. doi: