Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế

Chia sẻ chuyên mục Đề Tài Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế hay nhất năm 2026 cho các bạn học viên ngành đang làm luận văn thạc sĩ tham khảo nhé. Với những bạn chuẩn bị làm bài luận văn tốt nghiệp thì rất khó để có thể tìm hiểu được một đề tài hay, đặc biệt là các bạn học viên đang chuẩn bị bước vào thời gian lựa chọn đề tài làm luận văn thì với đề tài Luận Văn: Tác động của nợ công đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam dưới đây chắc chắn sẽ giúp cho các bạn học viên có cái nhìn tổng quan hơn về đề tài sắp đến.

4.1 Tình hình nợ công, tăng trưởng kinh tế và lạm phát tại Việt Nam

• Biểu đồ 4.1: Tăng trưởng GDP của Việt Nam giai đoạn 2000 – 2024

Dữ liệu về tốc độ tăng trưởng GDP của Việt Nam trong giai đoạn 2000–2024 cho thấy một xu hướng tăng trưởng tích cực nhưng không đồng đều, phản ánh ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô, chính sách tài khóa cũng như các cú sốc bên ngoài. Trong suốt giai đoạn từ năm 2000 đến 2019, tăng trưởng GDP duy trì ở mức cao và ổn định, dao động trong khoảng 5,3% đến 8,4% mỗi năm, thể hiện một nền kinh tế đang trên đà hội nhập và cải cách mạnh mẽ. Đặc biệt, năm 2005 (8,44%) và năm 2007 (8,46%) là hai năm đạt mức tăng trưởng cao nhất trong giai đoạn này, cho thấy hiệu quả của quá trình cải cách kinh tế và mở cửa thương mại.

Tuy nhiên, giai đoạn 2020–2021 đánh dấu sự sụt giảm nghiêm trọng do ảnh hưởng của đại dịch Covid-19. Tăng trưởng GDP giảm xuống còn 2,9% năm 2020 và tiếp tục giảm còn 2,6% năm 2021, mức thấp nhất trong toàn bộ chuỗi thời gian, phản ánh rõ tác động tiêu cực của các biện pháp giãn cách xã hội, đình trệ sản xuất và tiêu dùng. Năm 2022 ghi nhận mức tăng trưởng ấn tượng 8,1%, nhờ vào các chính sách phục hồi kinh tế hiệu quả và đà phục hồi của khu vực sản xuất và xuất khẩu. Tuy nhiên, đến năm 2023, tốc độ tăng trưởng suy giảm xuống còn 5,0%, cho thấy những khó khăn tiếp diễn từ môi trường kinh tế quốc tế và áp lực lạm phát.

Năm 2024, tăng trưởng GDP đạt mức 7,09%, phản ánh sự phục hồi rõ nét hơn của nền kinh tế trong bối cảnh ổn định chính sách và dần thích ứng với các biến động toàn cầu. Mức tăng này cũng cho thấy dấu hiệu tích cực từ cải cách cơ cấu và khả năng hấp thụ vốn đầu tư công, đặc biệt trong điều kiện nợ công vẫn duy trì ở mức kiểm soát. Nhìn chung, giai đoạn 2000–2024 cho thấy tăng trưởng kinh tế Việt Nam có tính chất chu kỳ, chịu ảnh hưởng rõ rệt từ các cú sốc bên ngoài nhưng vẫn giữ được xu hướng tăng trưởng dương và phục hồi nhanh, qua đó nhấn mạnh vai trò của chính sách điều hành kinh tế, đặc biệt là quản lý nợ công, trong việc duy trì ổn định và thúc đẩy tăng trưởng.

• Biểu đồ 4.2: Nợ công của Việt Nam

Dữ liệu về nợ công Việt Nam giai đoạn 1990–2024 cho thấy một xu hướng biến động phức tạp, phản ánh rõ các giai đoạn phát triển kinh tế, định hướng chính sách tài khóa cũng như các cú sốc vĩ mô trong và ngoài nước. Giai đoạn từ năm 1990 đến 2005 ghi nhận mức nợ công tương đối ổn định, dao động chủ yếu trong khoảng 20.000–30.000 tỷ đồng, với mức thấp nhất vào năm 2000 (13.710 tỷ đồng). Đây là thời kỳ nền tài khóa Việt Nam được vận hành với mức độ thận trọng cao, quy mô ngân sách còn nhỏ và việc tiếp cận với nguồn vay quốc tế còn hạn chế. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

Bước ngoặt bắt đầu từ sau năm 2006, đặc biệt là sau khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2008, khi nợ công tăng mạnh qua từng năm. Từ mức hơn 41.000 tỷ đồng năm 2008, nợ công đã tăng gần gấp đôi vào năm 2013 (93.316 tỷ đồng) và tiếp tục đạt 140.000 tỷ đồng vào năm 2017. Quá trình này gắn liền với chính sách tài khóa mở rộng của Chính phủ nhằm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và đầu tư hạ tầng, đặc biệt thông qua các chương trình kích cầu và đẩy mạnh đầu tư công. Đỉnh điểm của nợ công được ghi nhận vào năm 2020, với quy mô đạt 146.753 tỷ đồng – đây là thời kỳ Việt Nam triển khai hàng loạt biện pháp tài khóa ứng phó với đại dịch Covid-19, bao gồm hỗ trợ an sinh xã hội, trợ cấp cho doanh nghiệp, cũng như miễn giảm thuế và giãn nộp nghĩa vụ tài chính cho các khu vực sản xuất kinh doanh bị ảnh hưởng. Những chính sách này góp phần làm gia tăng chi ngân sách, từ đó đẩy nợ công lên mức cao kỷ lục.

Tuy nhiên, kể từ năm 2021, nợ công bắt đầu có xu hướng điều chỉnh giảm, lần lượt xuống 116.472 tỷ đồng (2021), 110.279 tỷ đồng (2022) và duy trì quanh mức 111.000 tỷ đồng đến năm 2024. Xu hướng này phản ánh sự chuyển đổi trong điều hành chính sách tài khóa theo hướng thận trọng hơn, cùng với nỗ lực tái cơ cấu ngân sách, tăng cường kỷ luật tài khóa và kiểm soát hiệu quả nguồn vốn vay. Thống kê từ Bộ Tài chính cũng cho thấy tỷ lệ nợ công trên GDP đến năm 2022 ở mức khoảng 37%, thấp hơn đáng kể so với ngưỡng trần 60% được Quốc hội cho phép, cho thấy dư địa tài khóa vẫn còn nhưng cần được quản lý thận trọng.

Tổng thể, tiến trình nợ công của Việt Nam có thể chia thành ba giai đoạn rõ nét: giai đoạn ổn định tương đối (1990–2005), giai đoạn mở rộng nhanh chóng (2006–2020), và giai đoạn điều chỉnh/tái cơ cấu (2021–2024). Việc kiểm soát quy mô nợ trong giai đoạn gần đây là tín hiệu tích cực, tuy nhiên, hiệu quả sử dụng vốn vay và khả năng chuyển hóa nợ công thành tăng trưởng thực chất vẫn là những vấn đề cốt lõi cần được tiếp tục làm rõ trong các nghiên cứu chính sách sắp tới.

• Biểu đồ 4.3: Lạm phát tại Việt Nam

Giai đoạn 1990–1992: Lạm phát cao và biến động mạnh. Trong 3 năm đầu thập niên 1990, lạm phát ở Việt Nam duy trì ở mức rất cao: 36% năm 1990, vọt lên tới 81.8% năm 1991, rồi giảm xuống còn 37.7% năm 1992. Đây là thời kỳ Việt Nam đang trong giai đoạn đầu của quá trình chuyển đổi kinh tế sang cơ chế thị trường định hướng XHCN, với nhiều biến động về giá cả do nới lỏng kiểm soát vật tư, giá hàng hóa và tự do hóa thương mại. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

Giai đoạn 1993–1997: Lạm phát được kiểm soát tốt hơn. Từ năm 1993 trở đi, lạm phát có xu hướng giảm mạnh và ổn định ở mức dưới 10%. Điều này phản ánh hiệu quả của các chính sách ổn định vĩ mô và kiểm soát tiền tệ của Chính phủ, trong bối cảnh cải cách kinh tế tiếp tục được mở rộng và hội nhập quốc tế bắt đầu được thúc đẩy.

Giai đoạn 1998–2007: Ổn định dài hạn, lạm phát ở mức thấp. Giai đoạn này, lạm phát duy trì quanh mức 3%–8% mỗi năm. Đặc biệt, trong các năm 2000–2003, chỉ số lạm phát gần như không đáng kể, thậm chí âm nhẹ năm 2000 (-1.8%) và năm 2001 (-0.3%), cho thấy một giai đoạn ổn định giá cả hiếm có. Điều này phản ánh tác động tích cực của các chính sách kiềm chế chi tiêu công và kiểm soát tín dụng.

Giai đoạn 2008–2011: Lạm phát tăng trở lại và có dấu hiệu bất ổn. Năm 2008, lạm phát tăng mạnh lên 23.1%, là mức cao nhất kể từ sau năm 1992. Nguyên nhân chủ yếu là do khủng hoảng tài chính toàn cầu, giá cả hàng hóa thế giới tăng cao và chính sách tài khóa – tiền tệ trong nước mở rộng. Giai đoạn 2010–2011, lạm phát vẫn duy trì ở mức cao (9.2% và 18.7%) khiến Chính phủ buộc phải thắt chặt chính sách tiền tệ.

Giai đoạn 2012–2024: Ổn định dài hạn ở mức rất thấp. Từ năm 2012 trở đi, lạm phát tại Việt Nam bước vào giai đoạn ổn định rõ rệt, hầu hết các năm dao động trong khoảng 1%–4%. Đặc biệt, giai đoạn 2015–2021 ghi nhận mức lạm phát cực thấp, thậm chí dưới 2% trong nhiều năm, phản ánh sự ổn định vĩ mô, kiểm soát tốt chi tiêu công và chính sách tiền tệ linh hoạt. Giai đoạn 2022–2024, lạm phát có tăng nhẹ trở lại nhưng vẫn ở mức thấp (3.2%–3.63%).

4.2. Tác động của nợ công đến tăng trưởng kinh tế Việt Nam Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

4.2.1 Thống kê mô tả và tương quan giữa các biến

• Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến

Bảng thống kê mô tả cho thấy biến nợ công có giá trị trung bình là 0,8585, cao hơn đáng kể so với trung vị 0,5610, cho thấy phân phối dữ liệu có xu hướng lệch về phía bên phải. Hệ số độ lệch của biến này là 2,8618, thể hiện mức độ lệch rất mạnh so với phân phối đối xứng, đồng thời độ nhọn đạt 10,7821, cho thấy phân phối có đuôi dài, xuất hiện nhiều giá trị cực trị. Khoảng dao động của nợ công cũng lớn, với giá trị nhỏ nhất là 0,3350 và lớn nhất là 4,5064, phản ánh mức độ biến động cao trong tốc độ tăng nợ công giữa các năm. Kết quả kiểm định Jarque-Bera cho biến này là 136,0921 với xác suất bằng 0, cho thấy phân phối của biến nợ công khác biệt có ý nghĩa thống kê so với phân phối chuẩn.

Đối với biến tăng trưởng GDP, giá trị trung bình là 0,0675, gần tương đương với trung vị 0,0681, cho thấy phân phối có tính đối xứng cao. Hệ số độ lệch là -0,5467, cho thấy xu hướng lệch nhẹ về bên trái, trong khi độ nhọn là 3,1403, rất gần với giá trị của phân phối chuẩn. Kiểm định Jarque-Bera có giá trị 1,7722 và xác suất 0,4123, vượt ngưỡng 5%, cho thấy không có bằng chứng để bác bỏ giả thuyết phân phối chuẩn của biến tăng trưởng GDP. Ngoài ra, độ lệch chuẩn của biến này là 0,0163, phản ánh mức biến động thấp và sự ổn định tương đối của tăng trưởng kinh tế trong suốt giai đoạn khảo sát.

Đối với biến lạm phát (LAMPHAT), giá trị trung bình là 0,1012, cao hơn trung vị 0,0564, cho thấy phân phối bị lệch phải đáng kể. Hệ số độ lệch là 3,3646 thể hiện mức lệch rất mạnh về phía bên phải, đồng thời độ nhọn đạt 15,3454, cao hơn nhiều so với giá trị chuẩn, cho thấy phân phối có đuôi dài và xuất hiện nhiều giá trị cực trị. Kết quả kiểm định Jarque-Bera là 288,2812 với xác suất 0,0000, cho thấy có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết phân phối chuẩn của chuỗi lạm phát. Bên cạnh đó, độ lệch chuẩn của biến là 0,1526, phản ánh mức độ biến động lớn của lạm phát trong toàn bộ giai đoạn khảo sát.

4.2.2 Kiểm định nghiệm đơn vị, tính dừng của các biến Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

Kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF)

• Giả thuyết gốc (H₀): GDP_GROWTH có nghiệm đơn vị (chuỗi không dừng)
• Biến ngoại sinh: Hằng số
• Độ trễ: 0 (Tự động – dựa trên tiêu chí SIC, maxlag = 8)
• Phương trình kiểm định Augmented Dickey-Fuller Biến phụ thuộc: D(GDP_GROWTH)
• Phương pháp: Bình phương tối thiểu (OLS)
• Số quan sát sau điều chỉnh: 34

Bảng 4.2: Kiểm định nghiệm đơn vị, tính dừng của biến GDP_growth

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey-Fuller (ADF) cho biến tăng trưởng GDP cho thấy chuỗi dừng ở bậc gốc. Cụ thể, thống kê kiểm định đạt giá trị -3.591139, nhỏ hơn ngưỡng tới hạn ở mức 5% (-2.951125), với p-value là 0.0113. Điều này cho phép bác bỏ giả thuyết rỗng về sự tồn tại nghiệm đơn vị tại mức ý nghĩa 5%, khẳng định chuỗi dữ liệu là ổn định. Ngoài ra, hệ số hồi quy của biến GDP_GROWTH(-1) là -0.559128 và có ý nghĩa thống kê với p-value = 0.0011. Chỉ số R² đạt 0.2872 cho thấy mô hình giải thích được khoảng 28.72% biến thiên của tăng trưởng GDP sau khi lấy sai phân bậc nhất. Kết quả này là cơ sở quan trọng để tiếp tục các bước phân tích chuỗi thời gian tiếp theo, bao gồm kiểm định đồng liên kết và mô hình hồi quy tuyến tính.

Kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF)

• Giả thuyết gốc (H₀): NO_CONG có nghiệm đơn vị (không dừng)
• Biến ngoại sinh: Hằng số
• Độ trễ: 1 (Tự động – dựa theo tiêu chí SIC, maxlag = 8)
• Phương trình kiểm định Augmented Dickey-Fuller Biến phụ thuộc: D(NO_CONG)
• Phương pháp: Bình phương tối thiểu (OLS)
• Mẫu (điều chỉnh): 3 – 35
• Số quan sát sau điều chỉnh: 33

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của biến Nợ công

Kết quả kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) cho biến nợ công cho thấy chuỗi dữ liệu dừng ở bậc gốc, với thống kê kiểm định đạt giá trị -7.909238, nhỏ hơn đáng kể so với các giá trị tới hạn ở mức 1%, 5% và 10% (-3.646342; -2.954021; -2.615817 tương ứng). Đồng thời, p-value = 0.0000 khẳng định rõ ràng khả năng bác bỏ giả thuyết rỗng về sự tồn tại nghiệm đơn vị, từ đó xác nhận tính ổn định của chuỗi. Hệ số của biến trễ NO_CONG(-1) là -0.389965 và có ý nghĩa thống kê cao (p < 0.01). Mô hình có chỉ số R-squared rất cao (0.8811), cho thấy gần 88,11% sự biến thiên trong sai phân của nợ công được giải thích bởi mô hình. Các chỉ số kiểm định khác như F-statistic (111.1161) và Durbin-Watson (1.5009) cũng hỗ trợ tính phù hợp và không có tự tương quan phần dư nghiêm trọng trong mô hình. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

• Kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey-Fuller (ADF) cho biến LAMPHAT

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của biến Lạm phát

Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey-Fuller (ADF) đối với biến lạm phát (LAMPHAT) cho thấy chuỗi dữ liệu dừng tại cấp độ gốc với mức ý nghĩa 5%. Cụ thể, thống kê kiểm định ADF đạt giá trị -3.0929, thấp hơn ngưỡng tới hạn ở mức ý nghĩa 5% (-2.9511) và 10% (-2.6143), nhưng chưa vượt ngưỡng 1% (-3.6394). Giá trị xác suất (p-value) đi kèm là 0.0366, nhỏ hơn 0.05, cho phép bác bỏ giả thuyết rỗng về sự tồn tại nghiệm đơn vị tại mức ý nghĩa 5%, từ đó kết luận rằng chuỗi lạm phát là chuỗi dừng trong bối cảnh nghiên cứu. Hệ số của biến trễ LAMPHAT(-1) là

-0.4148 và có ý nghĩa thống kê cao với giá trị p = 0.0041, chứng minh rằng tốc độ điều chỉnh của biến lạm phát theo thời gian là rõ rệt. Mô hình ADF này có R-squared đạt 0.2301, phản ánh rằng khoảng 23,01% biến động trong sai phân của lạm phát được giải thích bởi mô hình. Giá trị thống kê F = 9.5659 với xác suất đi kèm là 0.0041 cho thấy tổng thể mô hình có ý nghĩa thống kê. Bên cạnh đó, chỉ số Durbin-Watson = 1.5828 không quá thấp, cho thấy mô hình không gặp vấn đề nghiêm trọng về tự tương quan phần dư.

4.2.3 Kiểm định tính ổn định của mô hình

• Các biến nội sinh: GDP_GROWTH, LAMPHAT, NO_CONG
• Biến ngoại sinh: Hằng số (C)
• Mẫu: 1–35   Số quan sát: 32

Bảng 4.5: Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu

Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu cho mô hình VAR, dựa trên các tiêu chí thông tin như AIC (Akaike Information Criterion), SC (Schwarz Criterion), HQ (Hannan–Quinn Criterion) và FPE (Final Prediction Error), cho thấy độ trễ tối ưu là bậc 1. Cụ thể, độ trễ bậc 1 được lựa chọn bởi toàn bộ các tiêu chí thông tin khi tất cả đều đạt giá trị cực tiểu tại mức này: AIC = -10.78145, SC = -10.23180, HQ = -10.59926 và FPE = 4.19e-09. Ngoài ra, kiểm định Likelihood Ratio (LR) cũng ủng hộ lựa chọn độ trễ bậc 1 với thống kê kiểm định LR = 94.85243, có ý nghĩa ở mức 5%.

4.2.4 Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen

• Kiểm định đồng liên kết Johansen Mẫu (Điều chỉnh): 3 – 35
• Biến (Series): GDP_GROWTH, LAMPHAT, NO_CONG
• Độ trễ (lags in first differences): 1 đến 1

Bảng 4.6: Kiểm định đồng liên kết Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen cho thấy tồn tại ba mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến tăng trưởng GDP, lạm phát và nợ công ở mức ý nghĩa 5%.  Cụ  thể,  với kiểm  định  Trace,  các  thống  kê  lần  lượt là 59.5963, 31.6923 và 10.5725, đều lớn hơn giá trị tới hạn tương ứng tại các mức giả thuyết “không có”, “tối đa 1” và “tối đa 2” phương trình đồng liên kết (lần lượt là 29.7970; 15.4947; và 3.8415). Các giá trị p-value tương ứng đều rất nhỏ (0.0000; 0.0001; và 0.0011), cho phép bác bỏ các giả thuyết không có đồng liên kết tại các mức giả định. Tương tự, kiểm định Max-Eigenvalue cũng xác nhận kết quả tương tự với các thống kê đạt 27.9039; 21.1198; và 10.5725, đều cao hơn các giá trị tới hạn lần lượt là 21.1316; 14.2646; và 3.8415. Điều này khẳng định chắc chắn rằng có ít nhất ba phương trình đồng liên kết, cho thấy sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn ổn định giữa các biến trong mô hình.

Việc phát hiện đồng liên kết trong mô hình ba biến là điều kiện tiên quyết để sử dụng mô hình VECM thay vì VAR thuần túy, nhằm vừa khai thác động lực ngắn hạn, vừa đảm bảo duy trì các ràng buộc cân bằng dài hạn giữa tăng trưởng GDP, nợ công và lạm phát. Điều này đặc biệt quan trọng trong các phân tích kinh tế vĩ mô, vì mối quan hệ nhân quả trong ngắn hạn không thể hiện được đầy đủ các xu hướng đồng tiến trong dài hạn của nền kinh tế.

4.2.5 Kết quả mô hình VECM

Bảng 4.7: Kết quả mô hình VECM

• Thứ nhất, mối quan hệ dài hạn

Kết quả ước lượng phương trình đồng liên kết trong mô hình VECM chỉ ra rằng tồn tại một mối quan hệ dài hạn ổn định giữa tốc độ tăng trưởng GDP, tốc độ tăng nợ công và lạm phát trong giai đoạn 1990–2024. Cụ thể, phương trình đồng liên kết có dạng: GDP_GROWTH(t–1) = 0.061988 + 0.181797 × NO_CONG(t–1) – 0.094514 × LAMPHAT(t–1)

Trong đó, hệ số của biến NO_CONG(t–1) có giá trị là –0.181797, độ lệch chuẩn là 0.031777 và t-statistic tương ứng là –5.72271. Các chỉ tiêu thống kê này đều cho thấy hệ số có ý nghĩa thống kê rất cao, tức là có bằng chứng mạnh mẽ để khẳng định rằng tốc độ tăng nợ công và tăng trưởng GDP có mối quan hệ nghịch chiều trong dài hạn. Điều này có nghĩa là, khi nợ công tăng lên vượt quá khả năng kiểm soát, trong dài hạn sẽ dẫn đến sự suy giảm tốc độ tăng trưởng kinh tế. Đây là kết quả phù hợp với nhiều lý thuyết kinh tế vĩ mô và các nghiên cứu thực nghiệm gần đây tại các nước đang phát triển. Ngược lại, biến lạm phát (LAMPHAT) trong phương trình đồng liên kết có hệ số là –0.094514, nhưng độ lệch chuẩn khá lớn (0.12661) và t-statistic là 0.74652, cho thấy không có ý nghĩa thống kê. Như vậy, trong mối quan hệ dài hạn, nợ công đóng vai trò quyết định nhiều hơn so với lạm phát trong việc tác động đến tăng trưởng GDP. Kết quả này hàm ý rằng chính sách tài khóa cần được điều hành một cách thận trọng, đặc biệt là trong quản lý nợ công. Việc duy trì nợ công ở mức hợp lý, phù hợp với năng lực trả nợ và khả năng tạo ra tăng trưởng thực chất của nền kinh tế, là một yêu cầu then chốt trong mục tiêu phát triển bền vững của Việt Nam.

• Thứ hai, mối quan hệ trong ngắn hạn Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

Trong ngắn hạn, mô hình VECM được sử dụng để phân tích phản ứng của các biến kinh tế trước những sai lệch khỏi trạng thái cân bằng dài hạn. Phương trình sai phân với biến phụ thuộc là ΔGDP_GROWTH(t) được viết như sau: ΔGDP_GROWTH(t) = –0.079690 × ECM(t–1) – 0.186105 × ΔGDP_GROWTH(t–1)+ 0.011973 × ΔNO_CONG(t–1) + 0.001817 × ΔLAMPHAT(t–1) + 0.001904

Hệ số hiệu chỉnh sai số (ECM) mang dấu âm đúng như kỳ vọng, với giá trị là –0.079690. Tuy nhiên, giá trị t-statistic chỉ đạt –1.17059, cho thấy hệ số này không có ý nghĩa thống kê ở mức thông thường (5%). Điều này hàm ý rằng tốc độ tăng trưởng GDP phản ứng rất yếu hoặc gần như không điều chỉnh khi nền kinh tế rơi vào trạng thái mất cân bằng trong quan hệ với nợ công và lạm phát. Nói cách khác, tăng trưởng GDP tại Việt Nam trong ngắn hạn không thể hiện rõ khả năng tự điều chỉnh trở lại mức cân bằng dài hạn. Đây là một điểm cảnh báo đối với các nhà hoạch định chính sách, vì sự trì trệ trong khả năng điều chỉnh tăng trưởng có thể khiến những cú sốc kinh tế kéo dài và ảnh hưởng tiêu cực đến khả năng phục hồi của nền kinh tế trong tương lai.

Phương trình sai phân với biến phụ thuộc là ΔNO_CONG(t): ΔNO_CONG(t) = 1.787041 × ECM(t–1) – 0.608387 × ΔGDP_GROWTH(t–1)+ 0.144524 × ΔNO_CONG(t–1) – 0.415396 × ΔLAMPHAT(t–1) – 0.082124

Khác với tốc độ tăng trưởng GDP, tốc độ tăng nợ công lại có phản ứng rất mạnh mẽ với sai lệch dài hạn. Hệ số ECM đạt 1.787041 với t-statistic là 6.08386, chứng minh rõ ràng rằng biến nợ công có xu hướng nhanh chóng điều chỉnh trở lại cân bằng khi có sự lệch pha với tăng trưởng và lạm phát. Kết quả này phản ánh thực tế rằng chính phủ có xu hướng phản ứng bằng cách thay đổi tốc độ vay nợ khi xuất hiện mất cân bằng kinh tế vĩ mô. Đáng chú ý, hệ số của ΔGDP_GROWTH(t–1) trong phương trình này là –0.608387, cho thấy khi tăng trưởng chậm lại, chính phủ có xu hướng tăng vay nợ để bù đắp thâm hụt hoặc hỗ trợ kinh tế. Đây là hành vi mang tính phản chu kỳ của chính sách tài khóa, song cũng đặt ra yêu cầu về việc giám sát chặt chẽ mức độ vay nợ nhằm tránh rủi ro nợ công mất kiểm soát.

Nhìn chung, kết quả mô hình VECM đã giúp xác định rõ mối quan hệ ngắn hạn và dài hạn giữa tăng trưởng, nợ công và lạm phát tại Việt Nam. Trong khi tăng trưởng phản ứng yếu trước mất cân bằng dài hạn, thì nợ công lại có xu hướng điều chỉnh nhanh. Điều này cho thấy vai trò của chính sách tài khóa là yếu tố chủ đạo trong việc thiết lập lại trạng thái ổn định kinh tế vĩ mô, đồng thời cũng khẳng định cần có sự phối hợp nhịp nhàng giữa chính sách tài khóa và chính sách tăng trưởng nhằm đảm bảo hiệu quả điều hành và phát triển kinh tế bền vững.

4.2.6 Hàm phản ứng đẩy Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

• Hình 4.1: Phản ứng đẩy

Kết quả từ phân tích hàm phản ứng đẩy trong mô hình VECM cung cấp cái nhìn trực quan về cách ba biến kinh tế vĩ mô quan trọng – gồm tăng trưởng GDP (GDP_GROWTH), tốc độ tăng nợ công (NO_CONG) và lạm phát (LAMPHAT) –phản ứng trước các cú sốc chính sách ngẫu nhiên. Mỗi biểu đồ phản ánh tác động tích lũy của một cú sốc tại thời điểm ban đầu đối với diễn biến của từng biến trong vòng 10 kỳ tiếp theo, từ đó cho phép đánh giá tính linh hoạt và mức độ ổn định của nền kinh tế trong ngắn và trung hạn.

Thứ nhất, phản ứng của GDP_GROWTH đối với chính nó thể hiện đặc điểm tự điều chỉnh rõ ràng của nền kinh tế. Sau khi chịu cú sốc dương tại kỳ đầu tiên với biên độ khoảng 0.017, GDP_GROWTH nhanh chóng giảm xuống còn 0.011 từ kỳ thứ ba và duy trì ổn định tại mức này đến cuối kỳ thứ mười. Diễn biến này hàm ý rằng nếu nền kinh tế Việt Nam đón nhận một cú sốc thúc đẩy tăng trưởng, thì ảnh hưởng tích cực ban đầu sẽ mờ dần nhanh chóng và không kéo dài. Điều này phản ánh cơ chế phản hồi nội sinh mạnh mẽ, trong đó tốc độ tăng trưởng có xu hướng quay trở lại mức ổn định trung bình khi không có tác động ngoại sinh kéo dài.

Thứ hai, phản ứng của GDP_GROWTH trước cú sốc từ NO_CONG cho thấy mức độ ảnh hưởng rất nhỏ và không đáng kể về mặt định lượng. Cụ thể, biên độ phản ứng chỉ dao động quanh mức 0.002 và gần như giữ nguyên không thay đổi trong toàn bộ 10 kỳ. Kết quả này cho thấy, trong ngắn hạn, các cú sốc tăng trong nợ công không đủ mạnh để tạo ra thay đổi đáng kể trong mức độ tăng trưởng kinh tế. Điều này có thể được lý giải bởi độ trễ của chính sách tài khóa, khi các khoản vay nợ công chưa được giải ngân hoặc chuyển hóa thành đầu tư thực tế ngay trong kỳ quan sát.

Thứ ba, phản ứng của GDP_GROWTH trước cú sốc từ LAMPHAT là tiêu cực nhẹ và không có sự gia tăng đáng kể về biên độ theo thời gian. Biểu đồ cho thấy mức giảm ban đầu khoảng -0.0025 và sau đó tiếp tục duy trì ở mức thấp hơn 0 trong suốt 10 kỳ quan sát. Điều này phản ánh tác động bất lợi của lạm phát đối với tăng trưởng kinh tế, mặc dù tác động này là tương đối yếu và ngắn hạn. Nếu được kiểm soát tốt, lạm phát sẽ không tạo ra ảnh hưởng tiêu cực kéo dài đến tăng trưởng kinh tế, nhưng nếu để vượt ngưỡng, có thể gây ra sự mất ổn định về cung – cầu và đầu tư.

Thứ tư, phản ứng của NO_CONG trước cú sốc từ GDP_GROWTH cho thấy mối quan hệ nhân quả ngược đáng chú ý. Biên độ phản ứng của NO_CONG tăng liên tục từ mức gần 0 tại kỳ đầu tiên lên khoảng 0.065 ở kỳ thứ mười, cho thấy tác động tích lũy rõ rệt theo thời gian. Diễn biến này gợi ý rằng trong bối cảnh tăng trưởng kinh tế tích cực, chính phủ có xu hướng tăng cường vay nợ để tài trợ các chương trình đầu tư công, đẩy mạnh phát triển hạ tầng hoặc mở rộng chi tiêu xã hội. Cơ chế này phản ánh một chiến lược tài khóa mở rộng trong điều kiện thuận lợi, nhưng cũng đặt ra yêu cầu quản lý chặt chẽ để tránh vượt ngưỡng an toàn nợ công. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

Thứ năm, phản ứng của NO_CONG trước cú sốc từ chính nó biểu hiện đặc điểm tự điều chỉnh mạnh mẽ của chính sách nợ công. Tại kỳ đầu tiên, tốc độ tăng nợ công phản ứng ở mức cao khoảng 0.075, nhưng nhanh chóng giảm xuống còn 0.03 vào kỳ thứ năm và tiếp tục tiến gần đến 0 ở các kỳ sau. Điều này hàm ý rằng hệ thống tài khóa Việt Nam có khả năng điều tiết các biến động nội sinh về nợ công trong trung hạn. Tuy nhiên, mức độ điều chỉnh giảm cũng cho thấy cần có các biện pháp chủ động trong trung và dài hạn để tránh các rủi ro tiềm ẩn từ biến động nợ công do cú sốc tài khóa.

Thứ sáu, phản ứng của NO_CONG trước cú sốc từ LAMPHAT thể hiện động lực hai chiều và tương đối phức tạp. Sau khi giảm nhẹ xuống mức -0.018 ở kỳ thứ nhất, đường phản ứng nhanh chóng chuyển sang chiều tăng và đạt xấp xỉ 0.02 ở kỳ thứ mười. Diễn biến này cho thấy cú sốc lạm phát ban đầu làm giảm khả năng mở rộng vay nợ, nhưng sau đó hệ thống tài chính lại phản ứng theo hướng gia tăng nợ để bù đắp chi phí tăng lên hoặc tài trợ các chính sách bình ổn giá. Đây là một đặc điểm cần lưu ý khi thiết kế phối hợp chính sách tài khóa – tiền tệ, đặc biệt trong bối cảnh biến động giá cả gia tăng.

Thứ bảy, phản ứng của LAMPHAT trước cú sốc từ GDP_GROWTH cho thấy mức độ ảnh hưởng tương đối nhẹ và ổn định. Lạm phát ban đầu giảm nhẹ khoảng – 0.012 ở kỳ thứ nhất, sau đó tăng dần và ổn định quanh mức 0.01 kể từ kỳ thứ năm. Phản ứng này phản ánh tính trung lập tương đối của lạm phát đối với tăng trưởng trong ngắn hạn, đồng thời nhấn mạnh rằng những thay đổi trong GDP không ngay lập tức tạo ra áp lực lạm phát rõ ràng. Điều này cho phép nhà điều hành chính sách có thêm dư địa cân nhắc khi theo đuổi tăng trưởng mà không lo ngại quá nhiều về phản ứng tức thì của lạm phát.

Thứ tám, phản ứng của LAMPHAT trước cú sốc từ NO_CONG cho thấy mức ảnh hưởng tăng nhẹ trong ngắn hạn. Cụ thể, biên độ phản ứng đạt đỉnh khoảng 0.015 ở kỳ thứ hai rồi giảm dần và duy trì quanh mức 0.01 trong các kỳ tiếp theo. Phản ứng này hàm ý rằng khi chính phủ tăng tốc vay nợ, lạm phát có thể chịu áp lực tăng, có thể đến từ kênh chi tiêu công mở rộng, tăng cung tiền hoặc kỳ vọng giá cả gia tăng. Tuy nhiên, do mức phản ứng không lớn, có thể nhận định rằng lạm phát vẫn trong tầm kiểm soát nếu vay nợ được sử dụng đúng mục tiêu và phân bổ hợp lý.

Cuối cùng, phản ứng của LAMPHAT đối với chính nó thể hiện cơ chế tự điều chỉnh tích cực nhưng ổn định. Sau cú sốc ban đầu ở mức khoảng 0.065, đường phản ứng giảm về mức 0.045 và duy trì tại đây đến cuối kỳ. Điều này chứng tỏ rằng hệ thống giá cả tại Việt Nam có khả năng ổn định trở lại sau các cú sốc lạm phát ban đầu, nhưng vẫn giữ ở mức cao hơn trung bình. Đây là tín hiệu cho thấy cần có các công cụ chính sách tiền tệ hiệu quả hơn để đưa lạm phát quay về ngưỡng mục tiêu dài hạn.

4.2.7. Bảng phân rã phương sai Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

• Bảng 4.8: Kết quả phân rã phương sai

Thứ nhất, đối với biến tăng trưởng GDP (GDP_GROWTH), kết quả cho thấy trong ngắn hạn, hầu như toàn bộ biến động của GDP được giải thích bởi chính bản thân nó. Cụ thể, tại kỳ thứ nhất, 100% phương sai sai số dự báo của GDP đến từ GDP_GROWTH. Tỷ trọng này dần giảm xuống còn 97.12% ở kỳ thứ 10. Mặc dù sự đóng góp của các yếu tố khác như NO_CONG và LAMPHAT có xu hướng tăng lên, nhưng mức độ đóng góp vẫn còn tương đối thấp, lần lượt là 2.28% và 0.59% ở kỳ thứ 10. Diễn biến này cho thấy tăng trưởng kinh tế của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu chủ yếu chịu ảnh hưởng từ các yếu tố nội tại, với ảnh hưởng từ nợ công và lạm phát còn khá hạn chế trong ngắn hạn và trung hạn.

Thứ hai, đối với biến tốc độ tăng nợ công (NO_CONG), phân rã phương sai chỉ ra rằng vai trò của chính biến này trong việc giải thích biến động của chính nó suy giảm đáng kể theo thời gian. Từ mức 97.06% tại kỳ thứ nhất, tỷ lệ này giảm xuống còn 28.41% ở kỳ thứ 10. Ngược lại, đóng góp của GDP_GROWTH tăng mạnh, từ 2.94% lên 66.59% sau 10 kỳ. Điều này hàm ý rằng tốc độ tăng trưởng GDP có ảnh hưởng ngày càng rõ rệt đến sự biến động của tốc độ tăng nợ công trong dài hạn. Đóng góp của LAMPHAT tăng nhẹ từ 0% lên 5.0%, cho thấy lạm phát có vai trò điều tiết thứ yếu. Kết quả này gợi ý rằng các chính sách tăng trưởng nếu không được điều tiết tốt có thể dẫn đến gia tăng đáng kể trong tốc độ vay nợ của chính phủ trong trung và dài hạn.

Thứ ba, đối với biến lạm phát (LAMPHAT), phương sai sai số dự báo cho thấy trong ngắn hạn, gần như toàn bộ biến động của biến này đến từ chính nó, với tỷ lệ lên đến 98.76% ở kỳ đầu tiên. Tuy nhiên, theo thời gian, vai trò của các yếu tố khác như GDP_GROWTH và NO_CONG gia tăng. Đến kỳ thứ 10, đóng góp của GDP_GROWTH đạt mức 11.59%, trong khi NO_CONG đạt 5.32%. Tỷ trọng đóng góp từ chính biến LAMPHAT giảm còn 83.08%. Diễn biến này cho thấy lạm phát tại Việt Nam không hoàn toàn là một biến nội sinh độc lập, mà chịu ảnh hưởng đáng kể từ các hoạt động kinh tế và tài khóa, đặc biệt là từ tăng trưởng kinh tế. Khi nền kinh tế tăng trưởng nhanh hoặc vay nợ gia tăng, kỳ vọng lạm phát và chi phí trung gian có thể tăng lên, gây áp lực lên chỉ số giá tiêu dùng. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

4.2.8. Kiểm định nhân quả Granger

• Bảng 4.9: Kết quả kiểm định nhân quả Granger

Kết quả kiểm định nhân quả Granger theo mô hình VECM được trình bày thông qua thống kê Wald (Chi-squared), cho phép đánh giá mối quan hệ nhân quả ngắn hạn giữa các biến kinh tế vĩ mô gồm: tốc độ tăng trưởng GDP (GDP_GROWTH), tốc độ tăng nợ công (NO_CONG) và lạm phát (LAMPHAT). Dữ liệu mẫu bao gồm 33 quan sát, và mức ý nghĩa được sử dụng là 5%.

Thứ nhất, khi biến phụ thuộc là tốc độ tăng trưởng GDP, cả hai biến giải thích là NO_CONG và LAMPHAT đều không có ảnh hưởng nhân quả đáng kể. Cụ thể, giá trị thống kê Chi-squared lần lượt là 0.2141 và 0.0048 với p-value tương ứng là 0.6435 và 0.9446. Khi xét tổng thể (All), p-value đạt 0.8482, vượt xa ngưỡng ý nghĩa 5%. Do đó, không có đủ bằng chứng thống kê để bác bỏ giả thuyết rỗng về việc NO_CONG hoặc LAMPHAT gây ra biến động trong GDP_GROWTH. Điều này cho thấy, trong ngắn hạn, các cú sốc từ nợ công và lạm phát không có ảnh hưởng rõ rệt đến sự biến động trong tăng trưởng kinh tế.

Thứ hai, khi biến phụ thuộc là NO_CONG, kết quả lại cho thấy tồn tại mối quan hệ nhân quả rõ rệt từ lạm phát đến tốc độ tăng nợ công. Cụ thể, biến LAMPHAT có giá trị Chi-squared là 13.5575 với p-value = 0.0002, cho thấy mối quan hệ có ý nghĩa thống kê rất mạnh. Trong khi đó, biến GDP_GROWTH không có ảnh hưởng nhân quả, với p-value = 0.4861. Tổng thể, kiểm định Wald cho biến NO_CONG có p-value = 0.0006, khẳng định rằng ít nhất một trong hai biến giải thích có ảnh hưởng Granger đến nợ công. Kết quả này gợi ý rằng các cú sốc về giá cả trong nền kinh tế (lạm phát) có thể thúc đẩy chính phủ tăng vay nợ trong ngắn hạn, có thể là để tài trợ bù đắp chi phí ngân sách do trượt giá hoặc điều hành chính sách tài khóa đối phó với lạm phát.

Thứ ba, với biến phụ thuộc là LAMPHAT, kiểm định cho thấy biến NO_CONG có ảnh hưởng nhân quả Granger rõ rệt. Giá trị Chi-squared đạt 8.6600 với p-value = 0.0033, nhỏ hơn mức ý nghĩa 0.05. Ngược lại, biến GDP_GROWTH không có ảnh hưởng đáng kể, với p-value là 0.2815. Khi xét tổng thể, p-value là 0.0126, cho thấy mô hình có đủ bằng chứng để khẳng định rằng nợ công là một yếu tố gây ảnh hưởng đến biến động lạm phát trong ngắn hạn. Như vậy, sự gia tăng vay nợ công có thể tạo ra áp lực lên giá cả thông qua tăng cầu tổng hoặc qua kênh kỳ vọng thị trường.

Như vậy, kết quả kiểm định Granger cho thấy không có mối quan hệ nhân quả từ NO_CONG hoặc LAMPHAT đến GDP_GROWTH trong ngắn hạn, phù hợp với kết quả VECM trước đó vốn nhấn mạnh đến mối quan hệ dài hạn giữa hai biến này. Tuy nhiên, giữa các biến còn lại, tồn tại mối quan hệ nhân quả ngắn hạn rõ ràng từ lạm phát đến nợ công và từ nợ công đến lạm phát. Các kết quả này cung cấp bằng chứng hỗ trợ việc chính sách tài khóa và chính sách kiểm soát giá cần được điều phối đồng bộ, nhằm kiểm soát nợ công và duy trì ổn định vĩ mô trong ngắn hạn.

4.3 Thảo luận kết quả nghiên cứu Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

• Thứ nhất, mối quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và nợ công

Kết quả nghiên cứu cho thấy tồn tại một mối quan hệ dài hạn và mang tính tiêu cực giữa tốc độ tăng trưởng GDP và tốc độ tăng nợ công tại Việt Nam trong giai đoạn 1990–2024. Cụ thể, phương trình đồng liên kết trong mô hình VECM cho thấy hệ số của biến NO_CONG(t–1) là –0.181797, với độ lệch chuẩn thấp (0.0317) và giá trị t-statistic đạt –5.73, vượt xa ngưỡng ý nghĩa 1%. Điều này đồng nghĩa với việc khi tốc độ tăng nợ công tăng 1 điểm phần trăm, thì tốc độ tăng trưởng GDP trong dài hạn sẽ giảm xấp xỉ 0.18 điểm phần trăm. Mối quan hệ này khẳng định tính ổn định và nghịch chiều, theo đó mức nợ công cao sẽ làm giảm kỳ vọng lợi nhuận ròng của khu vực tư nhân, làm giảm đầu tư, và từ đó kìm hãm tăng trưởng kinh tế.

Kết quả của nghiên cứu này cũng tương đồng với nhiều bằng chứng thực nghiệm trước đây. Ví dụ, Reinhart và Rogoff (2010) khi nghiên cứu tại 44 quốc gia trong vòng 200 năm đã phát hiện rằng khi nợ công vượt 90% GDP, tốc độ tăng trưởng kinh tế trung bình giảm còn 2.2%, so với 3.5% trong giai đoạn nợ thấp. Tương tự, nghiên cứu của Cecchetti et al. (2011) trên các nền kinh tế phát triển cho thấy ngưỡng nợ tối ưu cho tăng trưởng chỉ vào khoảng 85% GDP, vượt ngưỡng này tăng trưởng sẽ sụt giảm rõ rệt. Trong bối cảnh Việt Nam, dù tỷ lệ nợ công so với GDP chưa vượt quá ngưỡng này, nhưng tốc độ tăng nợ lại rất cao trong các năm hậu COVID-19, đạt mức tăng trung bình khoảng 14.5%/năm từ 2020–2022, trong khi tăng trưởng GDP chỉ ở mức 5.8%.

Điểm đáng lưu ý là mối quan hệ giữa tăng trưởng và nợ công không rõ rệt trong ngắn hạn. Mô hình VECM cho thấy hệ số hiệu chỉnh sai số trong phương trình ΔGDP_GROWTH là –0.079690, đúng kỳ vọng lý thuyết nhưng không có ý nghĩa thống kê (t-statistic chỉ đạt –1.17). Điều này cho thấy rằng trong ngắn hạn, nền kinh tế Việt Nam không có phản ứng điều chỉnh rõ ràng hoặc đáng kể trước các sai lệch dài hạn giữa nợ công và tăng trưởng. Các cú sốc từ nợ công dường như không làm thay đổi tức thì tốc độ tăng GDP, có thể do độ trễ trong giải ngân vốn vay, hoặc do phần lớn nguồn vốn nợ không hướng tới đầu tư phát triển. Kết quả này đối lập với các nghiên cứu tại một số quốc gia khác. Ví dụ, Burhanudin et al. (2017) cho thấy tại Malaysia, nợ công có tác động dương ngắn hạn đến tăng trưởng, nhờ vào đầu tư công hiệu quả trong giai đoạn kích cầu. Precious (2015) cũng ghi nhận vai trò tích cực của nợ công đối với sản lượng trong ngắn hạn tại Swaziland, nhờ vào chính sách tài khóa chủ động và định hướng rõ ràng.

Bên cạnh đó, các hàm phản ứng đẩy (IRF) tiếp tục củng cố kết luận trên. Biểu đồ “Phản ứng của tăng trưởng GDP đối với tốc độ tăng nợ công” cho thấy biên độ phản ứng cực kỳ thấp, dao động dưới 0.002 trong suốt 10 kỳ sau cú sốc, không có xu hướng rõ ràng. Ngược lại, tốc độ tăng nợ công phản ứng rất mạnh mẽ trước cú sốc tăng trưởng GDP, với biên độ tăng liên tục và đạt đỉnh gần 0.065 ở kỳ thứ 10. Sự chênh lệch rõ ràng về mức độ phản ứng này cho thấy chính sách tài khóa tại Việt Nam có xu hướng phản ứng bị động theo tăng trưởng kinh tế, thay vì đóng vai trò định hướng hoặc kích thích chủ động như kỳ vọng từ lý thuyết Keynesian. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

• Thứ hai, mối quan hệ giữa lạm phát và nợ công

Kết quả nghiên cứu cho thấy tồn tại một mối quan hệ ngắn hạn có ý nghĩa thống kê giữa lạm phát (LAMPHAT) và tốc độ tăng nợ công (NO_CONG) tại Việt Nam trong giai đoạn 1990–2024. Cụ thể, kiểm định nhân quả Granger cho thấy biến LAMPHAT là nguyên nhân Granger của NO_CONG, với giá trị p = 0.0002, trong khi NO_CONG cũng gây ra biến động có ý nghĩa cho LAMPHAT (p = 0.0033). Mối quan hệ hai chiều này cho thấy giữa hai biến có sự tương tác ngắn hạn rõ rệt: lạm phát gia tăng sẽ kéo theo nhu cầu vay nợ nhiều hơn để bù đắp chi phí thực, đồng thời tăng nợ công cũng có thể tạo ra áp lực giá cả nếu nguồn vay không được sử dụng hiệu quả. Kết quả này phù hợp với lập luận lý thuyết của Sargent và Wallace (1981) trong mô hình “Dominance of Fiscal Policy”, theo đó, trong một nền kinh tế với chính sách tài khóa chi phối, tăng chi tiêu công và nợ công sẽ dẫn đến lạm phát nếu không có cơ chế kiểm soát tài khóa hợp lý. Ngoài ra, từ hàm phản ứng đẩy (IRF), cú sốc từ tốc độ tăng nợ công làm cho lạm phát phản ứng tăng dần và đạt khoảng 0.025 sau 10 kỳ. Điều này chứng tỏ rằng tăng nợ công trong ngắn hạn gây áp lực giá đáng kể, đặc biệt nếu khoản vay không đi kèm với đầu tư tạo giá trị gia tăng thực chất. Ở chiều ngược lại, cú sốc từ lạm phát khiến tốc độ tăng nợ công phản ứng khá mạnh, với biên độ dao động khoảng 0.02 kể từ kỳ thứ 3 đến kỳ thứ 10, cho thấy rằng khi lạm phát gia tăng, Chính phủ thường phản ứng bằng cách gia tăng vay nợ, có thể nhằm hỗ trợ thu nhập thực của người dân, điều chỉnh chi tiêu ngân sách hoặc triển khai chính sách can thiệp thị trường.

Phân rã phương sai (FEVD) cũng phản ánh rõ vai trò quan trọng của lạm phát trong mô hình. Sau 10 kỳ, 4.97% phương sai của NO_CONG được giải thích bởi LAMPHAT, trong khi bản thân LAMPHAT chủ yếu chịu ảnh hưởng từ các cú sốc nội sinh của chính nó. Điều này cho thấy rằng lạm phát là yếu tố tác động đáng kể đến nợ công, nhưng bản thân nó lại khá độc lập trong ngắn hạn, phản ánh đặc điểm của một biến vĩ mô nhạy cảm với cả yếu tố nội tại và ngoại sinh như tỷ giá, giá dầu hay nhập khẩu đầu vào. Từ góc độ chính sách, điều này cho thấy sự phụ thuộc tài khóa vào lạm phát có thể tiềm ẩn rủi ro nếu không có khung kiểm soát lạm phát đủ mạnh.

So sánh với các nghiên cứu trước, kết quả này phù hợp với phát hiện của Catao và Terrones (2005), người đã chỉ ra rằng mối quan hệ giữa nợ công và lạm phát đặc biệt mạnh mẽ ở các nước đang phát triển, nơi cơ chế chính sách tiền tệ – tài khóa chưa đủ tách bạch và tính độc lập của ngân hàng trung ương còn hạn chế. Ngoài ra, Fischer et al. (2002) cũng chỉ ra rằng mức độ ảnh hưởng của nợ công đến lạm phát phụ thuộc nhiều vào nguồn tài trợ: nếu nợ được tài trợ bằng phát hành tiền hoặc tín dụng từ ngân hàng trung ương, áp lực lạm phát sẽ lớn hơn so với khi nợ tài trợ qua thị trường.

Trong bối cảnh Việt Nam, mặc dù ngân sách Nhà nước đã hạn chế vay từ ngân hàng trung ương, nhưng các khoản nợ vẫn chủ yếu dùng để bù đắp chi thường xuyên hoặc trợ cấp giá, điều này làm giảm hiệu quả lan tỏa đầu tư và tạo hiệu ứng đẩy chi phí (cost-push inflation). Thêm vào đó, thống kê mô tả cho thấy lạm phát tại Việt Nam có mức trung bình 10.1%, nhưng có độ lệch chuẩn khá cao (0.153), và giá trị cực đại lên đến 81.8% vào năm 1991, cho thấy đây là biến số có nhiều biến động lịch sử và rất nhạy cảm với điều hành tài khóa.

CHƯƠNG 5. KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ

5.1. Kết luận Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

Mối quan hệ giữa nợ công và tăng trưởng kinh tế từ lâu đã trở thành một chủ đề trọng tâm trong các nghiên cứu kinh tế vĩ mô và chính sách tài khóa, đặc biệt trong bối cảnh các quốc gia đang phát triển ngày càng sử dụng nợ như một công cụ huy động nguồn lực cho đầu tư công. Đối với Việt Nam – một nền kinh tế chuyển đổi với tốc độ đô thị hóa và hội nhập cao – việc cân bằng giữa nhu cầu chi tiêu mở rộng và an toàn nợ là một thách thức ngày càng cấp thiết. Trên cơ sở đó, nghiên cứu này được thực hiện nhằm phân tích tác động của tốc độ tăng nợ công đến tăng trưởng kinh tế và lạm phát, sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian trong giai đoạn 1990–2024, bao trùm nhiều giai đoạn biến động lớn như khủng hoảng tài chính, đại dịch COVID-19 và các cú sốc chính sách toàn cầu.

Khác với nhiều nghiên cứu trước đây chủ yếu tập trung vào quy mô nợ công/GDP, nghiên cứu này tiếp cận vấn đề từ góc độ động học của nợ công, thông qua biến tốc độ tăng, nhằm phản ánh rõ hơn hành vi tài khóa của Chính phủ trong từng kỳ và mức độ điều chỉnh theo chu kỳ. Việc áp dụng phương pháp định lượng kinh tế lượng như kiểm định nghiệm đơn vị ADF, đồng liên kết Johansen, mô hình hiệu chỉnh sai số VECM, cùng với phân tích hàm phản ứng đẩy (IRF) và phân rã phương sai (FEVD), đã giúp bảo đảm tính nghiêm ngặt về thống kê và cung cấp cái nhìn toàn diện cả về quan hệ ngắn hạn lẫn dài hạn giữa các biến nghiên cứu.

Kết quả thực nghiệm chỉ ra rằng giữa tốc độ tăng nợ công và tăng trưởng kinh tế tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết dài hạn, có ý nghĩa thống kê và mang dấu âm, với hệ số hồi quy khoảng –0.18, khẳng định rằng tăng trưởng nợ công quá mức sẽ tạo sức ép tiêu cực lên tăng trưởng GDP trong dài hạn. Điều này phù hợp với giả thuyết “gánh nặng nợ” và các nghiên cứu quốc tế như của Reinhart & Rogoff (2010) hay Cecchetti et al. (2011). Trong khi đó, phản ứng ngắn hạn của GDP trước cú sốc nợ công là rất yếu và không có ý nghĩa thống kê, thể hiện ở hệ số ECM không đáng kể và giá trị t thấp. Điều này phản ánh tính chất điều chỉnh chậm và thụ động của tăng trưởng kinh tế Việt Nam trước biến động nợ công trong ngắn hạn, có thể do hiệu quả sử dụng vốn vay còn hạn chế hoặc độ trễ đầu tư công cao.

Đáng chú ý, biến lạm phát cũng cho thấy mối quan hệ ngắn hạn đáng kể với nợ công. Cụ thể, kết quả kiểm định Granger cho thấy lạm phát là nguyên nhân Granger của nợ công, với p-value đạt 0.0002, đồng thời nợ công cũng gây ảnh hưởng trở lại với p = 0.0033. Đây là bằng chứng cho thấy tồn tại tương tác hai chiều giữa nợ công và lạm phát, đặc biệt trong ngắn hạn. Điều này phù hợp với mô hình lý thuyết của Sargent và Wallace, cũng như thực tiễn của các quốc gia đang phát triển, nơi lạm phát thường khiến chính phủ buộc phải mở rộng chi tiêu thông qua vay nợ, trong khi nợ công lại tạo thêm áp lực chi phí, làm gia tăng giá cả.

Phân rã phương sai và các hàm phản ứng đẩy càng củng cố các phát hiện trên. Trong khi tăng trưởng GDP phản ứng rất yếu trước các cú sốc từ nợ công (biên độ dưới 0.002), thì tốc độ tăng nợ công lại phản ứng mạnh trước các cú sốc tăng trưởng, lạm phát và chính nó. Sau 10 kỳ, gần 5% phương sai của NO_CONG được giải thích bởi lạm phát, cho thấy đây là một yếu tố gây biến động đáng kể trong điều hành tài khóa. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

Cuối cùng, kiểm định Granger cho thấy không tồn tại quan hệ nhân quả theo nghĩa thống kê giữa nợ công và tăng trưởng GDP trong ngắn hạn, củng cố nhận định rằng tác động của nợ công đến tăng trưởng là một quá trình gián tiếp, tích lũy và chủ yếu diễn ra trong trung và dài hạn. Điều này đặt ra yêu cầu cấp thiết về thiết kế chính sách nợ công theo hướng bền vững, gắn với hiệu quả đầu tư và ổn định vĩ mô, thay vì chỉ dựa vào các mục tiêu ngắn hạn hay các giải pháp tài khóa tình thế.

Kết quả thực nghiệm từ mô hình VECM cho thấy nợ công có tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế trong cả ngắn hạn và dài hạn. Phát hiện này phù hợp với lý thuyết gánh nặng nợ công (Debt Overhang Theory), theo đó khi quy mô nợ vượt quá ngưỡng bền vững, chi phí trả nợ và gánh nặng tài khóa sẽ làm giảm đầu tư tư nhân, kìm hãm năng suất và tốc độ tăng trưởng. Kết quả này đồng thời củng cố các bằng chứng thực nghiệm trước đây như Musa et al. (2023), cho thấy việc mở rộng nợ công nếu không đi kèm với quản trị hiệu quả và chính sách tài khóa hợp lý có thể gây tác động ngược tới tăng trưởng kinh tế.

Một hạn chế đáng chú ý của nghiên cứu là mô hình chỉ bao gồm một biến kiểm soát là lạm phát. Lý do của việc giới hạn này là việc đưa thêm các biến kinh tế vĩ mô khác có thể gây ra khuyết tật cho mô hình, chẳng hạn như hiện tượng đa cộng tuyến, mất bậc tự do do cỡ mẫu nhỏ, hoặc làm sai lệch mối quan hệ dài hạn trong mô hình VECM. Tuy nhiên, việc chỉ sử dụng một biến kiểm soát cũng khiến mô hình có thể bỏ sót các yếu tố quan trọng khác ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế và nợ công, như đầu tư, chi tiêu chính phủ, xuất nhập khẩu hay các cú sốc bên ngoài. Do đó, kết quả nghiên cứu có thể chưa phản ánh đầy đủ các mối quan hệ kinh tế vĩ mô thực tế.

Một hạn chế khác của nghiên cứu là chưa thực sự đưa ra được một hướng tiếp cận mới trong việc phân tích tác động của nợ công đến tăng trưởng kinh tế. Phương pháp và mô hình nghiên cứu chủ yếu dựa trên các khung phân tích truyền thống, tương tự nhiều nghiên cứu trước đó. Do vậy, kết quả đạt được chủ yếu mang tính kiểm chứng và minh họa cho bối cảnh dữ liệu cụ thể, thay vì đóng góp một góc nhìn hay cách tiếp cận mới về mặt lý thuyết hoặc phương pháp luận. Điều này phần nào hạn chế giá trị học thuật và khả năng mở rộng của nghiên cứu trong các thảo luận học thuật sâu hơn.

5.2. Khuyến nghị

Trên cơ sở kết quả nghiên cứu đã trình bày trong các chương trước, một số hàm ý chính sách và khuyến nghị cụ thể được đề xuất nhằm nâng cao hiệu quả quản lý nợ công và góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế bền vững tại Việt Nam trong giai đoạn tới. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

5.2.1. Chuyển trọng tâm từ kiểm soát tỷ lệ nợ công tuyệt đối sang quản lý tốc độ tăng nợ công

Một trong những phát hiện quan trọng từ nghiên cứu là chính tốc độ gia tăng nợ công – chứ không đơn thuần là tỷ lệ nợ công trên GDP – mới là yếu tố có ý nghĩa thống kê trong việc tác động đến tăng trưởng kinh tế dài hạn. Trong bối cảnh Việt Nam đang chịu sức ép từ cả nhu cầu đầu tư phát triển và hạn chế về nguồn lực ngân sách, việc kiểm soát tốc độ tăng nợ công là cách tiếp cận linh hoạt và thực tiễn hơn thay vì chỉ chăm chăm giới hạn một mức nợ công tuyệt đối. Các cơ quan hoạch định chính sách cần xác định một ngưỡng tốc độ tăng nợ phù hợp với năng lực hấp thụ của nền kinh tế, đồng thời xây dựng cơ chế giám sát định kỳ theo quý hoặc năm về tốc độ tăng nợ để đảm bảo sự kiểm soát chặt chẽ nhưng không làm triệt tiêu các cơ hội tăng trưởng. Bên cạnh đó, cần đưa tiêu chí “tốc độ tăng nợ” vào các văn bản chiến lược tài khóa trung hạn như kế hoạch tài chính – ngân sách 5 năm, từ đó thúc đẩy quá trình ra quyết định chính sách dựa trên các dữ liệu động thay vì chỉ số tĩnh, vốn có thể che lấp các rủi ro tích tụ theo thời gian. Việc giám sát sát sao tốc độ tăng nợ công cũng giúp phản ánh kịp thời các biến động đột ngột trong chi tiêu ngân sách, từ đó giúp Chính phủ điều chỉnh chính sách tài khóa phù hợp với chu kỳ kinh tế và khả năng trả nợ dài hạn.

5.2.2. Nâng cao hiệu quả sử dụng vốn vay thông qua cải cách đầu tư công.

Việc gia tăng nợ công không tự thân là vấn đề nếu nguồn vốn vay được phân bổ hiệu quả và tạo ra giá trị gia tăng cho nền kinh tế. Tuy nhiên, thực tế tại Việt Nam cho thấy hiệu quả sử dụng vốn vay, đặc biệt trong khu vực đầu tư công, vẫn còn thấp so với tiềm năng và so với các chuẩn mực quốc tế. Nhiều dự án trọng điểm sử dụng vốn ODA hoặc vốn trái phiếu chính phủ bị đội vốn, kéo dài tiến độ, hoặc không đạt được hiệu quả kinh tế – xã hội kỳ vọng. Điều này không chỉ gây lãng phí nguồn lực mà còn làm suy giảm niềm tin của xã hội vào vai trò điều tiết của Nhà nước. Để khắc phục, cần thúc đẩy một chương trình cải cách đầu tư công toàn diện, trong đó bao gồm ba nội dung then chốt: (1) cải tiến cơ chế lập kế hoạch đầu tư theo hướng lấy hiệu quả kinh tế – xã hội làm tiêu chí ưu tiên thay vì tiêu chí giải ngân; (2) tăng cường giám sát độc lập và hậu kiểm các dự án đầu tư, nhất là với những dự án có sử dụng vốn vay công; (3) áp dụng các công cụ phân tích chi phí – lợi ích và đánh giá tác động định lượng khi thẩm định dự án. Ngoài ra, cần đẩy mạnh ứng dụng công nghệ thông tin và công khai dữ liệu đầu tư công để minh bạch hóa quá trình thực hiện, qua đó giúp người dân và các tổ chức giám sát xã hội theo dõi và phản biện kịp thời. Chỉ khi vốn vay được sử dụng đúng mục tiêu và mang lại hiệu quả thực chất, nợ công mới trở thành đòn bẩy cho tăng trưởng thay vì là gánh nặng cho ngân sách trong tương lai. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

5.2.3 Tăng cường minh bạch tài khóa và củng cố kỷ luật ngân sách.

Minh bạch tài khóa không chỉ là một nguyên tắc quản trị công cơ bản, mà còn là điều kiện tiên quyết để xây dựng niềm tin của thị trường vào khả năng kiểm soát nợ công của chính phủ. Trong bối cảnh Việt Nam đang từng bước hội nhập sâu vào nền kinh tế toàn cầu và chịu sự giám sát ngày càng khắt khe từ các tổ chức tài chính quốc tế, việc đảm bảo tính công khai, minh bạch trong thu – chi ngân sách, cũng như quản lý nợ công, trở thành một yêu cầu bắt buộc. Cần đẩy mạnh công bố thông tin định kỳ về nợ công, bao gồm: cấu trúc nợ theo kỳ hạn, theo nguồn gốc vay (trong nước và nước ngoài), chi phí lãi vay và kế hoạch trả nợ trung dài hạn. Đồng thời, cần ban hành các báo cáo phân tích rủi ro nợ và các kịch bản ứng phó, đặc biệt trong bối cảnh kinh tế có nhiều biến động như hiện nay. Ngoài ra, việc củng cố kỷ luật ngân sách thông qua tuân thủ nghiêm ngặt các chỉ tiêu trần nợ, thâm hụt ngân sách và chi tiêu công là hết sức cần thiết. Các chính sách chi tiêu cần được gắn chặt với khả năng thu ngân sách thực tế, tránh tình trạng chi vượt thu hoặc cam kết chi tiêu không có nguồn lực đảm bảo. Hơn nữa, cần thiết lập một khung pháp lý rõ ràng hơn để quy định trách nhiệm giải trình và xử lý vi phạm trong công tác lập, thực hiện và kiểm toán ngân sách nhà nước. Khi tính minh bạch và kỷ luật ngân sách được nâng cao, hiệu quả điều hành kinh tế vĩ mô sẽ được cải thiện, qua đó tạo nền tảng ổn định cho tăng trưởng kinh tế bền vững trong dài hạn.

5.2.4. Đảm bảo sự phối hợp chặt chẽ giữa chính sách tài khóa và tiền tệ.

Trong môi trường kinh tế nhiều rủi ro và dễ biến động hiện nay, việc phối hợp nhịp nhàng giữa chính sách tài khóa và tiền tệ có ý nghĩa quan trọng nhằm hạn chế những tác động tiêu cực chéo giữa hai công cụ điều hành vĩ mô chủ yếu của Nhà nước. Nếu chính sách tài khóa thiên về mở rộng, với gia tăng chi tiêu và vay nợ để kích thích tổng cầu, nhưng lại không được hỗ trợ bởi chính sách tiền tệ thích ứng (ví dụ như duy trì thanh khoản hợp lý hoặc giữ lãi suất ở mức ổn định), thì hiệu quả của chính sách có thể bị suy giảm đáng kể, thậm chí gây ra bất ổn vĩ mô như lạm phát cao, tỷ giá biến động hoặc bong bóng tài sản. Ngược lại, nếu chính sách tiền tệ theo hướng thắt chặt trong khi tài khóa mở rộng mạnh mẽ, hệ quả có thể là triệt tiêu lẫn nhau, làm suy giảm hiệu lực chính sách. Do đó, cần thiết lập một cơ chế phối hợp chính sách rõ ràng giữa Bộ Tài chính và Ngân hàng Nhà nước trong việc xác định quy mô và mục tiêu nợ công hằng năm, kiểm soát bội chi, điều tiết cung tiền và giám sát lãi suất. Việc xây dựng một “khung phối hợp chính sách vĩ mô” giúp hai cơ quan cùng chia sẻ thông tin, đưa ra dự báo kinh tế vĩ mô chung và phối hợp hành động trong các tình huống khẩn cấp, như đại dịch hoặc khủng hoảng tài chính toàn cầu. Bên cạnh đó, vai trò của Hội đồng Tư vấn chính sách tài chính – tiền tệ quốc gia cần được phát huy nhiều hơn trong việc tư vấn các kịch bản điều hành chính sách đồng bộ. Sự phối hợp nhịp nhàng giữa hai chính sách này không chỉ giúp ổn định kỳ vọng của thị trường mà còn góp phần tối ưu hóa tác động của từng công cụ, từ đó hỗ trợ tăng trưởng kinh tế và kiểm soát nợ công hiệu quả.

5.2.5 Xây dựng chiến lược nợ công theo hướng bền vững và linh hoạt.

Một chiến lược quản lý nợ công hiệu quả không chỉ dừng lại ở việc kiểm soát quy mô nợ, mà cần hướng đến mục tiêu dài hạn về tính bền vững tài khóa, khả năng trả nợ và khả năng thích ứng linh hoạt trước các cú sốc kinh tế. Trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam đang phải đối mặt với nhiều rủi ro từ bên ngoài – bao gồm biến động lãi suất toàn cầu, áp lực tỷ giá và chu kỳ tài chính quốc tế – việc xây dựng một chiến lược nợ công bài bản, có tầm nhìn trung và dài hạn là rất cấp thiết. Trọng tâm của chiến lược này cần bao gồm đa dạng hóa nguồn vay (tránh lệ thuộc vào một kênh duy nhất như ODA hoặc trái phiếu quốc tế), tối ưu hóa kỳ hạn và lãi suất vay, ưu tiên các khoản vay có điều kiện ưu đãi và linh hoạt. Đồng thời, cần phát triển thị trường tài chính trong nước để giảm áp lực vay nợ nước ngoài và tăng cường khả năng tự chủ tài khóa. Việc thiết lập các chỉ tiêu cảnh báo sớm như tỷ lệ trả nợ trên thu ngân sách, tỷ lệ lãi vay trên GDP hay tỷ trọng nợ ngắn hạn trong tổng nợ sẽ giúp kiểm soát rủi ro tốt hơn. Ngoài ra, một khía cạnh không thể thiếu là khả năng điều chỉnh chiến lược trong điều kiện bất định – chiến lược cần được cập nhật định kỳ dựa trên phân tích kịch bản và dự báo kinh tế vĩ mô. Chỉ khi chiến lược nợ công kết hợp được cả tính kỷ luật và tính linh hoạt, Việt Nam mới có thể tận dụng công cụ nợ một cách hiệu quả mà không đánh đổi sự ổn định kinh tế dài hạn.

5.2.6. Tăng cường năng lực thể chế và quản trị vĩ mô. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

Chất lượng thể chế và năng lực quản trị vĩ mô đóng vai trò then chốt trong việc chuyển hóa các khoản vay công thành động lực tăng trưởng kinh tế thực chất. Nhiều nghiên cứu quốc tế đã chỉ ra rằng cùng một mức độ nợ công, các quốc gia có thể chế mạnh và minh bạch sẽ đạt được hiệu quả sử dụng vốn cao hơn và ít rủi ro tài khóa hơn. Đối với Việt Nam, cần tiếp tục hoàn thiện hệ thống pháp luật liên quan đến quản lý nợ công, chi tiêu công và phân cấp tài khóa giữa trung ương và địa phương. Việc nâng cao năng lực kỹ thuật trong phân tích rủi ro, dự báo dòng tiền ngân sách, và thiết kế các công cụ quản lý nợ hiện đại là hết sức cần thiết, đặc biệt trong bối cảnh tài khóa quốc gia ngày càng phức tạp và gắn liền với các yếu tố toàn cầu. Đồng thời, cơ quan quản lý nợ cần có cơ chế phối hợp chặt chẽ với các đơn vị lập kế hoạch đầu tư công, quản lý chi tiêu và các định chế tài chính, để đảm bảo việc sử dụng vốn vay diễn ra hiệu quả, đúng mục tiêu và đúng thời gian. Bên cạnh đó, Việt Nam cần chủ động học hỏi và tiếp nhận các chuẩn mực quản lý nợ công quốc tế như IMF-DSA hay khung khuyến nghị của OECD về quản trị tài khóa. Cuối cùng, việc tăng cường giám sát của các cơ quan độc lập như Kiểm toán Nhà nước, Quốc hội và sự tham gia của xã hội dân sự trong quá trình giám sát chi tiêu công sẽ góp phần nâng cao trách nhiệm giải trình, giảm thiểu thất thoát và đảm bảo rằng mỗi đồng nợ công thực sự tạo ra giá trị cho nền kinh tế. Chỉ khi nền tảng thể chế đủ mạnh, các chính sách tài khóa và chiến lược nợ công mới có thể được thực thi một cách hiệu quả và bền vững. Luận văn: KQNC Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế.

XEM THÊM NỘI DUNG TIẾP THEO TẠI ĐÂY:  

===>>> Luận văn: Tác động nợ công đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam

Dịch Vụ Viết Luận Văn 24/7 Chuyên cung cấp dịch vụ làm luận văn thạc sĩ, báo cáo tốt nghiệp, khóa luận tốt nghiệp, chuyên đề tốt nghiệp và Làm Tiểu Luận Môn luôn luôn uy tín hàng đầu. Dịch Vụ Viết Luận Văn 24/7 luôn đặt lợi ích của các bạn học viên là ưu tiên hàng đầu. Rất mong được hỗ trợ các bạn học viên khi làm bài tốt nghiệp. Hãy liên hệ ngay Dịch Vụ Viết Luận Văn qua Website:  https://hotrovietluanvan.com/ – Hoặc Gmail: hotrovietluanvan24@gmail.com