Ảnh hưởng nợ công đến kiểm soát lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô ở Việt Nam

Từ khóa: lạm phát, nợ công, kinh tế vĩ mô, chính sách

Summary

This study analyzes the relationship between public debt and inflation in Vietnam between 1995 and 2022 and draws policy implications on the impact of public debt on inflation control policies and macroeconomic stability in Vietnam. The research results show that public debt has a certain effect on inflation, although the level of impact is not huge. In addition, the study also shows that public debt can increase the money supply in the short term, but this impact gradually decreases over time. On the contrary, long-term interest rates are more strongly affected and can increase by about 0.45% in the third year after the public debt shock. From the above results, the study proposes solutions to strengthen public debt management in the coming time.

Keywords: inflation, public debt, macroeconomics, policy

GIỚI THIỆU

Nợ công từ lâu đã được xem là một công cụ tài chính quan trọng, cho phép các chính phủ huy động nguồn lực để tài trợ cho các dự án phát triển và duy trì hoạt động của nền kinh tế. Tuy nhiên, sự gia tăng nhanh chóng của nợ công thường đi kèm với những lo ngại về các hệ lụy kinh tế vĩ mô, đặc biệt là lạm phát. Vấn đề này càng trở nên cấp bách đối với các nền kinh tế đang phát triển như Việt Nam, nơi mà nhu cầu chi tiêu công không ngừng tăng cao để phục vụ mục tiêu tăng trưởng, trong khi nguồn thu từ thuế và các khoản đóng góp ngân sách vẫn còn hạn chế.

Tại Việt Nam, với nhu cầu đầu tư cơ sở hạ tầng và phát triển xã hội ngày càng lớn, nợ công đã trở thành một phần không thể thiếu trong chiến lược tài chính của quốc gia. Tuy nhiên, sự gia tăng nợ công đi kèm với nhiều nguy cơ tiềm ẩn, bao gồm lạm phát kéo dài, tăng lãi suất và những tác động tiêu cực đến cung tiền. Điều này đặt ra câu hỏi: Liệu nợ công có phải là nguyên nhân chính dẫn đến áp lực lạm phát tại Việt Nam? Nếu có, mức độ tác động như thế nào và kéo dài bao lâu? Những câu hỏi này đòi hỏi sự phân tích chi tiết và khoa học để đưa ra kết luận chính xác.

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm làm sáng tỏ mối quan hệ giữa nợ công và lạm phát tại Việt Nam trong giai đoạn 1995-2022. Bằng cách sử dụng các phương pháp kinh tế lượng hiện đại, bao gồm mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM), nghiên cứu không chỉ xác định mức độ ảnh hưởng của nợ công đến lạm phát mà còn đánh giá tác động đến các yếu tố liên quan như cung tiền thực và lãi suất dài hạn. Dựa trên các kết quả thu được, nghiên cứu sẽ cung cấp những cơ sở thực tiễn để đề xuất các giải pháp quản lý nợ công hiệu quả, đồng thời góp phần duy trì ổn định kinh tế vĩ mô trong bối cảnh Việt Nam đang trên đà phát triển mạnh mẽ.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cở sở lý luận về mối quan hệ giữa nợ công và lạm phát

Ngày càng có nhiều quốc gia sử dụng nợ công để huy động thêm nguồn tài chính nhằm đáp ứng nhu cầu chi tiêu của chính phủ, đặc biệt trong bối cảnh ngân sách bị hạn chế. Việc này cho phép các chính phủ thực hiện các dự án đầu tư công và hỗ trợ tăng trưởng kinh tế mà không cần tăng thuế ngay lập tức. Tuy nhiên, khi nợ công tăng nhanh hơn nguồn thu ngân sách, phần thâm hụt này thường được bù đắp thông qua các khoản vay trong và ngoài nước. Trong môi trường lãi suất cao hoặc khi hiệu quả sử dụng vốn vay thấp, nợ công có thể tạo ra áp lực lạm phát và làm suy yếu sự ổn định kinh tế vĩ mô. Đây là một thách thức lớn, đặc biệt đối với các nền kinh tế đang phát triển như Việt Nam, nơi thị trường tài chính và cơ chế kiểm soát lạm phát chưa thực sự vững chắc.

Sims (2012, 2013, 2014) chỉ rõ, sự gia tăng nợ công đòi hỏi sự phối hợp chặt chẽ giữa chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ. Nếu thiếu sự phối hợp hiệu quả, nợ công có thể dẫn đến lạm phát cao và bất ổn kinh tế.

Theo lý thuyết của M. Friedman (1968), chính sách tiền tệ mở rộng sẽ làm tăng cả sản lượng thực tế và mức giá trong ngắn hạn, nhưng về dài hạn, chỉ mức giá tăng. Lý thuyết tiền tệ truyền thống này giải thích rằng cơ quan tiền tệ đóng vai trò quyết định trong việc kiểm soát mức giá, dựa trên cung tiền. Đồng quan điểm, các nghiên cứu của Barro (1974, 1989) cũng lập luận rằng, nợ công không có tác động đáng kể đến giá cả trong dài hạn nếu chính sách tài khóa hoạt động trong khuôn khổ Ricardo, nơi cung tiền được kiểm soát chặt chẽ.

Trái lại, nghiên cứu của R.A. Musgrave (1949) và G. Kwon cùng cộng sự (2006) chỉ ra rằng, mối quan hệ giữa nợ công và lạm phát có thể mạnh hơn khi các khoản vay của chính phủ tác động đến cung tiền hoặc tạo ra kỳ vọng lạm phát trong xã hội. Musgrave giải thích rằng, khi các nhà đầu tư chính phủ thanh lý danh mục đầu tư lớn và các cơ quan tài chính trở thành người mua duy nhất, tín dụng ngân hàng sẽ tăng, dẫn đến áp lực lạm phát mạnh mẽ.

Ngoài ra, các nghiên cứu gần đây như của Reinhart và Rogoff (2010) nhấn mạnh rằng tác động của nợ công đến lạm phát phụ thuộc vào bối cảnh kinh tế. Ở các nền kinh tế phát triển, tác động này thường không đáng kể do sự vững mạnh của hệ thống tài chính. Ngược lại, tại các nền kinh tế mới nổi, nợ công cao thường gắn liền với những giai đoạn lạm phát tăng vọt. Theo A. Nastansky và H.G. Strohe (2015), mối quan hệ này có thể diễn ra qua hai kênh chính: trực tiếp (khi ngân hàng trung ương mua trái phiếu công) và gián tiếp (khi nợ công tác động đến kỳ vọng lạm phát của các tác nhân kinh tế hoặc qua thị trường tài chính).

Như vậy, các nghiên cứu cho thấy, mối quan hệ giữa nợ công và lạm phát là phức tạp và phụ thuộc vào bối cảnh cụ thể của từng quốc gia. Ở các nước đang phát triển, nơi thị trường tài chính và chính sách điều hành chưa ổn định, nợ công có thể là yếu tố kích thích lạm phát thông qua tiền tệ hóa hoặc các tác động gián tiếp khác. Điều này đặt ra yêu cầu cấp thiết về nghiên cứu sâu hơn để hiểu rõ bản chất và mức độ ảnh hưởng của nợ công đến lạm phát, đặc biệt trong bối cảnh của Việt Nam. Việc hiểu rõ mối quan hệ này sẽ giúp định hướng các chính sách quản lý nợ công một cách hiệu quả, góp phần ổn định kinh tế vĩ mô.

Mô hình nghiên cứu và nguồn số liệu

Mô hình nghiên cứu. Dựa trên nghiên cứu của Nastansky và các cộng sự (2014) thực hiện xem xét quan hệ giữa nợ công và lạm phát cho nên kinh tế Đức, tác giả đề xuất mô hình như sau:

log(DEB_GDPVt) = ∝ + βlnCPIt + lnM2t = lnIRt + lnERt + ut

Ở đây, DEB_GDP: Tỷ lệ nợ công trên GDP, đại diện cho mức độ nợ công so với quy mô nền kinh tế; CPI: Chỉ số giá tiêu dùng, đo lường lạm phát và là biến mục tiêu chính trong phân tích mối quan hệ với nợ công; M2: Cung tiền thực, được tính từ cung tiền danh nghĩa công bố bởi Ngân hàng Nhà nước và được điều chỉnh loại trừ yếu tố lạm phát bằng GDP giảm phát; IR: Lãi suất dài hạn, đại diện cho chi phí vay vốn và tác động gián tiếp của nợ công đến nền kinh tế; ER: Tỷ giá, thể hiện tác động của các yếu tố ngoại hối và áp lực từ vay nợ nước ngoài đến nền kinh tế; ut​: Sai số ngẫu nhiên, đại diện cho các yếu tố chưa quan sát được trong mô hình.

Phương pháp ước lượng

Dựa trên nghiên cứu của Nastansky (2014), phương pháp ước lượng mô hình VAR (Vector Autoregression) được xem là phù hợp để phân tích mối quan hệ giữa nợ công và lạm phát. Phương pháp này cho phép đánh giá mối quan hệ động giữa các biến kinh tế vĩ mô trong một hệ thống phương trình đồng thời, trong đó mỗi biến số được biểu diễn dưới dạng hàm tuyến tính của các độ trễ của chính nó và các biến khác trong hệ thống (Bài viết sử dụng cách viết số thập phân theo chuẩn quốc tế).

Nguồn số liệu

Nguồn dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu được thu thập từ các cơ quan chính thống và đáng tin cậy trong giai đoạn 1995-2022:

+ Nợ công (DEB_GDP): Thu thập từ các báo cáo của Bộ Tài chính Việt Nam.

+ Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) và Chỉ số giá tiêu dùng (CPI): Thu thập từ Tổng cục Thống kê Việt Nam.

+ Cung tiền (M2), Lãi suất dài hạn (IR), và Tỷ giá (ER): Thu thập từ các báo cáo thường niên và dữ liệu của Ngân hàng Nhà nước Việt Nam.

KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN

Kiểm định tính dừng các biến

Bảng 1: Kết quả kiểm định tính dừng các biến

Biến số	Giả thuyết gốc	Thống kê kiểm định (t-stat)	P-value	Ngưỡng tới hạn 1%	Ngưỡng tới hạn 5%	Ngưỡng tới hạn 10%	Kết luận
LOG(DEBT_GDPV)	Chuỗi có nghiệm đơn vị	-2.488792	0.3308	-4.296729	-3.568379	-3.218382	Không dừng
D(LOG(DEBT_GDPV))	Sai phân bậc 1 có nghiệm đơn vị	-3.961404	0.0215	-4.296729	-3.568379	-3.218382	Dừng ở sai phân bậc 1
LOG(CPI)	Chuỗi có nghiệm đơn vị	-3.795976	0.032	-4.323979	-3.580623	-3.225334	Không dừng (giới hạn tại 5%)
D(LOG(CPI))	Sai phân bậc 1 có nghiệm đơn vị	-5.559611	0.0005	-4.296729	-3.568379	-3.218382	Dừng ở sai phân bậc 1
LOG(M2R)	Chuỗi có nghiệm đơn vị	-1.643208	0.7519	-4.28458	-3.562882	-3.215267	Không dừng
D(LOG(M2R))	Sai phân bậc 1 có nghiệm đơn vị	-3.694731	0.0384	-4.296729	-3.568379	-3.218382	Dừng ở sai phân bậc 1
IR	Chuỗi có nghiệm đơn vị	-2.02021	0.5679	-4.28458	-3.562882	-3.215267	Không dừng
D(IR)	Sai phân bậc 1 có nghiệm đơn vị	-5.908281	0.0002	-4.296729	-3.568379	-3.218382	Dừng ở sai phân bậc 1
LOG(ER)	Chuỗi có nghiệm đơn vị	-1.947179	0.6053	-4.296729	-3.568379	-3.218382	Không dừng
D(LOG(ER))	Sai phân bậc 1 có nghiệm đơn vị	-3.750307	0.0346	-4.309824	-3.574244	-3.221728	Dừng ở sai phân bậc 1

Nguồn: Kết quả tính toán của tác giả

Kết quả kiểm định tính dừng cho các biến LOG(DEBT_GDPV), LOG(CPI), LOG(M2R), IR, và LOG(ER) (Bảng 1) cho thấy, không dừng ở cấp độ ban đầu, điều này thể hiện rằng các biến có xu hướng không ổn định theo thời gian. Tuy nhiên, khi lấy sai phân bậc 1, các biến trở nên dừng, tức là các đặc tính thống kê của chúng trở nên ổn định. Kết quả này chứng minh rằng, các biến đạt được tính ổn định sau khi chuyển đổi, phù hợp để áp dụng các phương pháp phân tích dựa trên sai phân bậc 1.

Kiểm định đồng tích hợp

Cả kiểm định Trace và Maximum Eigenvalue đều chỉ ra rằng, giữa các biến LOG(DEB_GDPV), LOG(CPI), LOG(M2R), IR và LOG(ER) tồn tại 4 véc tơ đồng tích hợp tại mức ý nghĩa 5%. Điều này chứng minh rằng, các biến có mối quan hệ cân bằng dài hạn. Do vậy, việc sử dụng mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM) là hợp lý, bởi nó cho phép phân tích cả mối quan hệ ngắn hạn và sự điều chỉnh về trạng thái cân bằng dài hạn giữa các biến số.

Kết quả kiểm định sự ổn định của mô hình

Kết quả kiểm định tính ổn định của mô hình VECM (Hình) cho thấy, mô hình được chấp nhận là ổn định, do tất cả các giá trị riêng (roots) của ma trận đặc trưng nằm hoàn toàn bên trong vòng tròn đơn vị (bán kính 1).

Hình: Kết quả kiểm định sự ổn định của mô hình

Nguồn: Tính toán của tác giả

Phân tích kết quả ước lượng mô hìnhVECM

Tác động dài hạn

Phương trình đồng tích hợp mô tả mối quan hệ dài hạn giữa các biến LOG(DEB_GDPV), LOG(CPI), LOG(M2) và IR:

log(CPIt-1​)=0.49⋅log(DEBT_GDPVt-1)+0.23⋅log(M2t-1​)−0.23⋅IRt-1​+2.53

Hệ số 0.49 của biến DEBT_GDPVt-1​ cho thấy, khi tỷ lệ nợ công trên GDP tăng thêm 1%, chỉ số giá tiêu dùng CPI tăng khoảng 0.49%. Điều này chỉ ra rằng, nợ công có ảnh hưởng đáng kể đến lạm phát trong dài hạn.

Theo lý thuyết kinh tế, mối quan hệ này có thể được lý giải thông qua nhiều cơ chế: Thứ nhất, nợ công gia tăng thường đi kèm với các chương trình chi tiêu công lớn, làm tăng tổng cầu trong nền kinh tế và từ đó đẩy giá cả hàng hóa, dịch vụ lên cao. Thứ hai, áp lực tiền tệ hóa nợ công có thể xảy ra khi chính phủ buộc ngân hàng trung ương phải in thêm tiền để tài trợ nợ, dẫn đến sự gia tăng cung tiền và tạo áp lực lạm phát. Thứ ba, nợ công cao có thể làm gia tăng kỳ vọng lạm phát, khi thị trường lo ngại về khả năng trả nợ của chính phủ và dự đoán những biện pháp như tăng thuế hoặc phát hành tiền tệ trong tương lai, làm tăng giá cả ngay cả khi các biện pháp này chưa được thực hiện. Cuối cùng, nợ công cao cũng có thể gây áp lực lên giá trị đồng nội tệ, khiến đồng tiền mất giá và làm tăng giá hàng nhập khẩu, qua đó thúc đẩy lạm phát. Từ đó, quản lý nợ công hiệu quả không chỉ là vấn đề ổn định tài chính, mà còn đóng vai trò quan trọng trong kiểm soát lạm phát dài hạn, đòi hỏi sự phối hợp chặt chẽ giữa chính sách tài khóa và tiền tệ.

Tác động ngắn hạn

Các biến động ngắn hạn của tỷ lệ nợ công (LOG(DEB_GDPV)) tác động đến lạm phát được thể hiện qua các hệ số trong sai phân bậc 1 và bậc 2.

Bảng 2: Kết quả của mô hình VECM

Biến giải thích	Hệ số	T-statistic	Ý nghĩa
D(LOG(DEB_GDPV(-1)))	+0.165992	1.83791	Có tác động dương, ý nghĩa tại mức gần 10%.
D(LOG(DEB_GDPV(-2)))	+0.028687	0.34549	Không có ý nghĩa thống kê.

Nguồn: Tính toán của tác giả

Dựa trên kết quả của mô hình VECM (Bảng 2), tác động của nợ công (LOG(DEBT_GDPV) đến lạm phát (LOG(CPI) trong ngắn hạn được thể hiện qua các hệ số của các biến sai phân D(LOG(DEBT_GDPV)) trong phương trình D(LOG(CPI))). Kết quả phân tích chỉ ra rằng hệ số D(LOG(DEBT_GDPV(-1))D là +0.165992 với t-statistic = 1.83791. Điều này cho thấy, nợ công trong kỳ gần nhất có tác động dương đến lạm phát trong ngắn hạn và mối quan hệ này gần đạt ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Trong khi đó, hệ số D(LOG(DEBT_GDPV(-2)) là +0.028687, nhưng t-statistic = 0.34549, cho thấy không có ý nghĩa thống kê. Do đó, tỷ lệ nợ công ở kỳ trước 2 không ảnh hưởng đáng kể đến lạm phát trong ngắn hạn.

Ý nghĩa của các kết quả trên cho thấy rằng, nợ công có khả năng gây lạm phát trong ngắn hạn thông qua tác động của kỳ gần nhất. Tăng nợ công có thể làm gia tăng tổng cầu trong nền kinh tế, đặc biệt khi chính phủ sử dụng các khoản vay để chi tiêu hoặc kích thích hoạt động kinh tế. Áp lực này dẫn đến sự tăng giá cả hàng hóa và dịch vụ, góp phần vào lạm phát. Tuy nhiên, mối quan hệ không đủ mạnh mẽ để khẳng định rằng, nợ công là yếu tố chính gây ra lạm phát trong ngắn hạn.

Tổng thể, nợ công có dấu hiệu gây ra lạm phát ngắn hạn, nhưng mối quan hệ này không thực sự rõ ràng và phụ thuộc vào các yếu tố khác như cơ cấu chi tiêu công, mức độ hiệu quả của chính sách tài khóa và tiền tệ. Điều này gợi ý rằng, các yếu tố ngoài mô hình, chẳng hạn như: cú sốc cung, chi phí năng lượng, hoặc biến động kinh tế toàn cầu, có thể đóng vai trò quan trọng hơn trong việc giải thích lạm phát ngắn hạn. Vì vậy, cần xem xét thêm các yếu tố khác trong các nghiên cứu tiếp theo để làm rõ hơn vai trò của nợ công đối với lạm phát trong ngắn hạn.

Phương trình hiệu chỉnh sai số

Phương trình hiệu chỉnh sai số phản ánh sự điều chỉnh của lạm phát (LOG(CPI)) về trạng thái cân bằng dài hạn khi có sự lệch lạc:

ΔLOG(CPI)=−0.018229*CointEq1+…

Thành phần hiệu chỉnh sai số âm và không có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy, lạm phát trong ngắn hạn không bị ảnh hưởng nhiều bởi sự điều chỉnh từ trạng thái cân bằng dài hạn của tỷ lệ nợ công. Điều này có thể được giải thích rằng, lạm phát (LOG(CPI)) trong ngắn hạn không bị ảnh hưởng đáng kể bởi các yếu tố dài hạn như tỷ lệ nợ công. Thay vào đó, lạm phát có thể phụ thuộc vào các yếu tố khác trong ngắn hạn, chẳng hạn như: chi phí năng lượng, tác động của chính sách tiền tệ tức thời, hoặc các cú sốc cung ngắn hạn. Do đó, các chính sách nhằm kiểm soát lạm phát trong ngắn hạn cần tập trung vào các yếu tố ngắn hạn hoặc tác động tức thời.

Phân tích phân rã phương sai

Kết quả thực nghiệm tại Việt Nam cho thấy rằng, cú sốc gia tăng nợ công có tác động đến lạm phát trong nền kinh tế, mặc dù mức độ không lớn. Cụ thể, khi tỷ lệ nợ công trên GDP tăng thêm 1 điểm phần trăm, lạm phát (được đo bằng LOG(CPI)) có thể tăng khoảng 0.02 điểm phần trăm vào năm thứ hai và đạt mức cao nhất khoảng 0.05 điểm phần trăm trong các năm sau đó. Biểu đồ phản ứng (Hình 2) cho thấy rằng, xu hướng gia tăng lạm phát không giảm đáng kể trong trung và dài hạn, cho thấy tác động của nợ công đến lạm phát có thể kéo dài trong thời gian dài.

Hình 2: Biểu đồ phản ứng của các nhân tố khi gia tăng nợ công

Nguồn: Tính toán của tác giả

Kết quả này cho thấy, mặc dù nợ công không phải là yếu tố chính làm gia tăng lạm phát, nhưng sự tác động của nó có thể tăng lên theo thời gian, gây ảnh hưởng đến ổn định kinh tế vĩ mô. Do đó, việc quản lý nợ công một cách hiệu quả là rất cần thiết, không chỉ để giảm áp lực lạm phát mà còn đảm bảo sự phát triển kinh tế ổn định trong trung và dài hạn.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH

Kết quả nghiên cứu đã chỉ ra rằng nợ công ở Việt Nam có tác động nhất định đến các yếu tố kinh tế vĩ mô, như: lạm phát, cung tiền thực và lãi suất dài hạn. Dựa trên mô hình VECM và các phân tích liên quan, khi tỷ lệ nợ công/GDP tăng 1%, lạm phát (được đo bằng LOG(CPI)) có thể tăng từ 0.02% đến 0.05% trong ngắn hạn, với tác động kéo dài trong trung và dài hạn. Điều này cho thấy, nợ công có thể tạo ra áp lực lạm phát liên tục nếu không được kiểm soát một cách hiệu quả. Cung tiền thực và lãi suất dài hạn cũng bị ảnh hưởng bởi nợ công, trong đó cung tiền tăng nhẹ trong ngắn hạn nhưng có xu hướng điều chỉnh nhanh, còn lãi suất dài hạn có thể tăng mạnh hơn, đạt mức 0.45% vào năm thứ ba khi nợ công tăng.

Mặc dù mức độ ảnh hưởng của nợ công đến lạm phát chưa đáng lo ngại, nhưng rủi ro tiềm tàng từ sự gia tăng nợ công là không thể bỏ qua, đặc biệt trong bối cảnh kinh tế toàn cầu nhiều biến động và kỳ vọng lạm phát trong nước có thể gia tăng. Điều này đòi hỏi chính sách quản lý nợ công không chỉ tập trung vào ổn định ngắn hạn, mà cần hướng đến duy trì tính bền vững trong trung và dài hạn.

Qua phân tích mối quan hệ tác động của nợ công đến lạm phát và các yếu tố kinh tế vĩ mô, tác giả thấy rằng:

(1) Nợ công vừa có tác động tích cực và tiêu cực đến lạm phát và ổn định kinh tế vĩ mô cho nên trong điều hành chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ phải xác định được các giới hạn ngưỡng an toàn của nợ công, các tác động tích cực và tiêu cực để phát huy được phát huy tính tích cực,kiểm soát hạn chế mặt tiêu cực của nó.

(2) Hiệu quả sử dụng nợ công là tiêu chí quan trọng nhất quyết định phát huy tích cực của nợ công vì tác động lan toả thúc đẩy phát triển kinh tế - xã hội tạo ra dòng tiền trả nợ vững chắc, tác động tích cực đến lạm phát và kinh tế vĩ mô. Vì vậy các khoản đầu tư công chậm tiến độ,dàn trải,thất thoát,lãng phí,tiêu cực là nguyrn nhân chính dẫn đến hiệu quả sử dụng nợ công rất thấp cần phải có giải pháp xử lý tận gốc.

Để giảm thiểu các tác động tiêu cực của nợ công đến lạm phát và đảm bảo ổn định kinh tế vĩ mô, cần có một số giải pháp sau đây:

Thứ nhất, Chính phủ cần ban hành chiến lược quản lý nợ công trong phù hợp với giai đoạn kỷ nguyên mới, kỷ nguyên vươn mình của Đất nước và chiến lược phát triển kinh tế xã hội đến năm 2030 và tầm nhìn 2045.

Thứ hai, nghiên cứu xác định ngưỡng nợ công hợp lý (tỷ lệ nợ công/GDP) và mục tiêu các dự án ưu tiên trọng điểm quốc gia cho giai đoạn 2026-2035, nhằm tạo ra đột phá về chuyển dịch cơ cấu kinh tế, tốc độ tăng trưởng cao và chất lượng tăng trưởng mới cho nền kinh tế -xã hội.

Thứ ba, hoàn thiện cơ chế huy động vốn và quản lý sử dụng nguồn vốn đầu tư công, bảo đảm huy động tối đa được các nguồn lực tài chính trong xã hội và sử dụng nguồn vốn đầu tư vào các lĩnh vực chiến lược xương sống của nền kinh tế với hiệu quả cao.

Thứ tư, xây dựng cơ chế kiểm soát chặt chẽ chi tiêu và đầu tư công, không để sơ hở xảy ra tiêu cực, lãng phí, thất thoát, tham nhũng trong các dự án đầu tư và chi tiêu ngân sách nhà nước.

Thứ tư, phối hợp chặt chẽ, đồng bộ giữa chính sách tài khóa và chính sách tiền tệ trong việc huy động vốn và sử dụng vốn trái phiếu chính phủ và tín dụng ngân hàng thương mại hiệu quả. Bảo đảm đồng bộ giữa khi thực hiện chính sách thắt chặt hoặc nới nỏng tiền tệ và tài khóa. Không để xảy ra sự chèn lấn lẫn nhau, do tăng vay nợ chính phủ khiến lãi suất thị trường tăng lên, hoặc các ngân hàng thương mại tập trung mua trái phiếu Chính phủ làm giảm hạn mức tín dụng của ngân hàng đối với nền kinh tế, làm sụt giảm trong đầu tư của các doanh nghiệp và tư nhân.

Thứ năm, nghiên cứu phát hành loại trái phiếu chính phủ có thời hạn dài, có khả năng chuyển đổi, lãi suất hợp lý để huy động nguồn vốn của các nhà đầu tư cá nhân trong nước nhằm hạn chế vay vốn ngước ngoài quá lớn đãn đến mất an toàn nợ công.

Thứ sáu, tháo gỡ các vướng mắc về cơ chế để thúc đẩy phát triển nhanh thị trường trái phiếu nội địa giúp Chính phủ huy động vốn một cách ổn định hơn; giảm thiểu các cú sốc từ thị trường tài chính quốc tế và duy trì ổn định kinh tế trong trung và dài hạn.

Qua kết quả nghiên cứu cho thấy rằng nợ công không chỉ tác động trực tiếp đến lạm phát, mà còn ảnh hưởng đến sự ổn định của nền kinh tế vĩ mô. Vì vậy, các giải pháp được đề xuất cần được triển khai đồng bộ và linh hoạt nhằm vừa kiểm soát được nợ công, vừa đảm bảo sự phát triển bền vững của nền kinh tế trong tương lai./.

Tài liệu tham khảo

1. Barro, R. J. (1974), Are Government Bonds Net Wealth?, Journal of Political Economy, 82(6), 1095-1117, DOI: 10.1086/260266.

2. Barro, R. J. (1989), The Ricardian Approach to Budget Deficits, Journal of Economic Perspectives, 3(2), 37-54, DOI: 10.1257/jep.3.2.37.

3. Bleaney, M. (1996), Macroeconomic Stability, Investment and Growth in Developing Countries, Journal of Development Economics, 48(2), 461-477, DOI: 10.1016/0304-3878(95)00044-5.

4. Castro, R., Resende, C., Ruge-Murcia, F. J. (2003), The Role of Fiscal and Monetary Policies in the Determination of Inflation, European Economic Review, 47(4), 775-800, DOI: 10.1016/S0014-2921(02)00272-0.

5. Friedman, M. (1968), The Role of Monetary Policy, American Economic Review, 58(1), 1-17.

6. Janssen, N., Nolan, C., Thomas, R. (2002), Money and Inflation in the UK: 1702-1996, Bank of England Quarterly Bulletin, 42, 194-202

7. Kwon, G., McFarlane, L., Robinson, W. (2006), Public Debt, Money Supply, and Inflation: A Cross-Country Study, IMF Working Paper, DOI: 10.5089/9781451863116.001.

8. Musgrave, R. A. (1949), The Theory of Public Finance, McGraw-Hill.

9. Nastansky, A., Strohe, H. G. (2015), The Relationship Between Public Debt and Inflation in Germany: A VECM Analysis, Journal of Applied Economics, 47(3), 293-310, DOI: 10.1080/00036846.2015.1078445.

10. Reinhart, C. M., Rogoff, K. S. (2010), Growth in a Time of Debt, American Economic Review, 100(2), 573-578, DOI: 10.1257/aer.100.2.573.

11. Sims, C. A. (2012), Statistical Modeling of Monetary Policy, American Economic Review, 102(4), 1050-1080, DOI: 10.1257/aer.102.4.1050.

12. Sims, C. A. (2013), Paper on Fiscal Theory of Price Level, Journal of Economic Perspectives, 27(2), 155-180, DOI: 10.1257/jep.27.2.155.

13. Sims, C. A. (2014), Debt and Inflation, Princeton University, Working Paper. DOI: N/A.

TS. Nguyễn Thạc Hoát

Học viện Chính sách Phát triển

(Theo Tạp chí Kinh tế và Dự báo, số 01, tháng 01/2025)