(5) Phân tích kinh tế lượng vai trò của đầu tư nhà nước

Bài viết cũ của tôi:

Phân tích kinh tế lượng vai trò của đầu tư nhà nước trong thời kỳ đổi mới 

3) Ảnh hưởng của đầu tư nhà nước tới đầu tư tư nhân qua nghiên cứu dựa trên mô hình kinh tế lượng

Để  nghiên cứu ảnh hưởng của đầu tư nhà nước tới đầu tư tư nhân nước ta, chúng tôi đã ước lượng mô hình kinh tế lượng thực nghiệm nêu trên (mô hình 5) với các số liệu Việt Nam giai đoạn 1990-2001. Một số số liệu chính dùng để xây dựng mô hình được nêu trong bảng 8. Dưới đây là các kết quả ước lượng kinh tế lượng.

Bảng 8: Các số liệu để xây dựng mô hình kinh tế lượng (%)

Năm	Đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh so GDP	Tỷ lệ tăng trưởng GDP	Lãi suất danh nghĩa	Tỷ lệ lạm phát	Lãi suất thực	Đầu tư nhà nước so GDP	Đầu tư từ ngân sách so GDP	Đầu tư công cộng so GDP
1990	8.45	5.09	32.4	67.4	-35	7.26	4.49	4.49
1991	8.38	5.81	36.3	67.6	-31.3	6.67	2.52	4.05
1992	9.83	8.70	25.8	17.6	8.2	7.89	5.39	6.25
1993	9.27	8.08	20.4	5.2	15.2	13.58	8.27	10.43
1994	9.52	8.83	12.7	14.4	-1.7	12.25	4.66	7.36
1995	8.74	9.54	12.3	12.7	-0.4	13.30	5.93	8.58
1996	8.01	9.34	11.9	4.5	7.4	15.77	7.18	10.23
1997	7.81	8.15	8.6	3.6	5	17.08	7.52	11.56
1998	7.70	5.76	5.4	9.2	-3.8	18.01	7.28	12.38
1999	7.89	4.77	11.7	0.1	11.6	19.24	7.94	14.12
2000	7.83	6.79	10.3	-0.6	10.9	18.92	7.81	13.91
2001	7.95	6.84	7.8	0.8	7	19.61	8.34	14.12
2002		7.00	7	3.0	4

Nguồn số liệu: Các chỉ tiêu GDP, lạm phát, đầu tư đều được lấy từ Niên giám thống kê; chỉ tiêu lãi suất danh nghĩa lấy từ báo cáo thường niên của IMF và Ngân hàng Nhà nước Việt Nam. Lãi suất thực được xem là chênh lệch giữa lãi suất danh nghĩa và tỷ lệ lạm phát. Lãi suất danh nghĩa ở đây là lãi suất cho vay ngắn hạn.

a) Khi biến I^g là vốn đầu tư nhà nước:

Kết quả ước lượng phương trình trong trường hợp này không như mong đợi. Trong giai đoạn 1990-2001, các biến I^p(-1), g, g(-1) đều không có ý nghĩa giải thích trong mô hình. Ngược lại các biến ri, I^g và ri(-1), I^g(-1) đều có ý nghĩa giải thích rất cao. Các phương trình nói chung thoả mãn các tiêu chuẩn thống kê cần thiết.

Bảng 9: Phương trình xác định vốn ngoài quốc doanh (I^p/GDP)

          (khi biến giải thích I^g/Y là vốn đầu tư nhà nước - Iⁿⁿ/Y)

Tên biến	Phương trình 1	Phương trình 2	Phương trình 3	Phương trình 4	Phương trình 5	Phương trình 6
Ip(-1)/Y	0,275 (1,156)	0,328 (1,292)	0,230 (1,238)		0,355 (1,028)
g	-0,038 (-0,346)				0,105 (0,390)
g(-1)		-0,054 (-0,601)
ri	0,036** (2,668)	0,033** (2,706)	0,034** (2,939)	0,037** (6,301)	0,033 (1,453)	0,041*** (5,642)
Inn/Y	-0,164*** (-3,940)	-0,148*** (-3,297)	-0,161*** (-4,251)	-0,178*** (-8,823)	-0,207* (-2,865)	-0,209*** (-6,048)
C	8,730*** (4,180)	8,163*** (3,569)	8,781*** (4,508)	10,917*** (36,499)	7,311 (2,091)	11,255*** (25,793)
D1994				0,851*** (3,462)		0,893** (3,212)
SMPL	1990-2001	1990-2001	1990-2001	1990-2001	1990-1997	1990-1997
R2	0,853	0,860	0,850	0,927	0,844	0,927
R2 điều chỉnh	0,756	0,765	0,786	0,899	0,532	0,872
DW	2,187	2,311	2,002	2,137	2,436	2,483
F – Statis.	8,731	9,137	13,271	33,737	2,705	16,844

Số trong ngoặc dưới các hệ số là t-stasistic, dấu *** là ý nghĩa 1%, **: 5% và *: 10%. Y là tổng sản phẩm trong nước (GDP). D là ký hiệu năm đặc biệt và không giải thích được bằng mô hình; ví dụ D1994 phản ảnh năm 1994 là năm đặc biệt.

Tuy nhiên, đáng ngạc nhiên là dấu của các biến ri, I^g và ri(-1), I^g(-1) đều trái với mong đợi nêu trong mô hình lý thuyết. Điều này buộc chúng ta phải xem xét cải tiến mô hình, nhưng vẫn phải giữ lại những biến then chốt này vì chúng rất cần thiết để nghiên cứu ảnh hưởng của đầu tư nhà nước tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh. Mặc dù đã có nhiều cải tiến khác nhau, kể cả sử dụng các biến trễ và bổ sung một số biến khác ngoài mô hình, nhưng kết quả vẫn không như mong đợi. Ba phương án cải tiến đã được trình bày trong bảng 9 đều cho kết quả tương tự như phương trình đầu. Đặc biệt chất lượng của phương trình 4 rất tốt, các biến của nó cho phép giải thích tới 93% biến động của đầu tư ngoài quốc doanh, nhưng vì dấu của biến ri không như mong đợi nên không thể sử dụng được.

Trong quá trình cải tiến, chúng tôi có suy nghĩ rằng phải chăng vốn nhà nước nói chung chỉ phát huy tác dụng tích cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh trong giai đoạn đầu đổi mới, khi cơ sở hạ tầng và các ngành công nghiệp cơ bản của nền kinh tế còn rất yếu kém. Từ suy nghĩ này, chúng tôi đã ước lượng phương trình trên với chuỗi số liệu chỉ từ 1990 đến 1997. Hai kết quả chính được nêu trong 2 cột cuối của bảng 11. Chúng cho thấy không có gì khác biệt lớn so với những ước lượng cho cả giai đoạn 1990-2001.

Như vậy, có thể kết luận mô hình trên không dùng được để giải thích tiến triển của đầu tư khu vực ngoài quốc doanh vì dấu của hệ số ước lượng của biến lãi suất không thích hợp. Tuy nhiên, nó vẫn có thể được dùng để giải thích một phần ảnh hưởng của vốn đầu tư nhà nước tới đầu tư của khu vực tư nhân vì ý nghĩa giải thích của biến đầu tư nhà nước trong các phương trình rất cao và tương đối ổn định; tức là dù có thay đổi mô hình kiểu gì thì biến này vẫn có vai trò trong mô hình. Hơn nữa, dấu của hệ số ước lượng của biến đầu tư nhà nước luôn luôn âm chứng tỏ đầu tư nhà nước có ảnh hưởng tiêu cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh, trái với những lập luận định tính nêu ở trên.

Phương trình tốt nhất của mô hình trên là phương trình sau (ước lượng cho giai đoạn 1990-2001, kết quả tương tự cho giai đoạn 1990-1997):

I^p/Y     =   0,443*. I^p(-1)/Y(-1)   -  0,088*. I^g/Y +  5,992**

                        (1,852)                                  (-2,202)          (2,510)

R2 = 0,666 ;         R2 đ/c = 0,582     ;     SE  = 0,497 (8,448)    ;    F = 7,973

          Theo phương trình, đầu tư của nhà nước có ảnh hưởng bất lợi tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh, nhưng mức độ bất lợi không lớn. Khi vốn nhà nước tăng thêm 1000 tỷ thì vốn tư nhân sẽ giảm 88 tỷ đồng ngay trong năm đó và tiếp tục giảm thêm trong những năm tiếp theo. Về dài hạn, tăng 1000 tỷ đồng vốn nhà nước có ảnh hưởng tích luỹ làm giảm 158 tỷ đồng vốn đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh. Vì trong năm 2001 vốn đầu tư nhà nước tăng thêm 11.500 tỷ đồng, nên đã gây tác động làm vốn khu vực ngoài quốc doanh giảm khoảng 1000 tỷ đồng ngay trong năm 2001, đồng thời làm giảm đầu tư của khu vực tư nhân thêm hơn 800 tỷ đồng trong những năm tiếp theo.

b) Khi biến I^g là vốn ngân sách nhà nước:

          Kết quả ước lượng phương trình được trình bày trong bảng 10. Trong trường hợp này, ý nghĩa của các biến giải thích đã tăng rõ rệt so với trường hợp trên; điều này phản ánh ảnh hưởng rất quan trọng của các biến giải thích tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh.

          Phương trình 1 rõ ràng không thể sử dụng được vì dấu của các biến g và ri không phù hợp và biến g không có ý nghĩa giải thích. Trong phương trình 2, khi biến g được loại khỏi mô hình, tất cả các biến còn lại đều có khả năng giải thích rất cao; tuy nhiên dấu của biến ri không phù hợp với lý thuyết và thực tiễn; hơn nữa, thống kê DW tương đối thấp. Do đó phương trình 2 cũng không được chấp nhận.

Bảng 10: Phương trình xác định vốn ngoài quốc doanh (I^p/Y)

(khi biến giải thích I^g/Y là vốn đầu tư từ ngân sách nhà nước - I^ns/Y)

Tên biến	Phương trình 1	Phương trình 2	Phương trình 3	Phương trình 4
Ip(-1)/Y(-1)	0,482* (2,081)	0,374* (2,072)	0,846*** (23,989)	0,859*** (454,808)
g	-0,092 (-0,781)
ri	0,074** (3,355)	0,066** (3,462)	-0,012* (-1,874)	-0,007*** (-21,350)
Ins/Y	-0,573*** (-3,794)	-0,571*** (-3,871)
Ins(-1)/Y(-1)			0,172*** (3,804)	0,247*** (67,868)
C	8,652*** (4,037)	8,621*** (4,140)
T (T90=1)				-0,100*** (-40,060)
D92			2,400*** (7,734)	2,363*** (155,540)
SMPL	1990-2001	1990-2001	1990-2001	1990-1998
R2	0,845	0,829	0,936	1,000
R2 điều chỉnh	0,742	0,756	0,909	1,000
DW	1,704	1,421	1,693	2,283
F - Statis.	8,191	11,350	34,377	7847,333

Số trong ngoặc dưới các hệ số là t-stasistic, dấu *** là ý nghĩa 1%, **: 5% và *: 10%.

          Phương trình 3 thực chất là phương trình 2 trong đó vốn đầu tư từ ngân sách nhà nước được dùng ở dạng biến trễ. Kết quả hoàn toàn đảo ngược so với phương trình 2: Dấu của các biến lãi suất và đầu tư ngân sách thay đổi, trở nên phù hợp với lý thuyết và thực tiễn. Hơn nữa, tất cả các biến trong phương trình đều có ý nghĩa giải thích rất cao; các thống kê về chất lượng phương trình đều thoả mãn. Như vậy, có thể sử dụng phương trình này để giải thích ảnh hưởng của đầu tư ngân sách tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh.

Theo phương trình 3, đầu tư bằng nguồn vốn ngân sách trực tiếp có ảnh hưởng rất tích cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh với thời gian trễ là 1 năm. Khi đầu tư ngân sách tăng thêm 1000 tỷ đồng thì đầu tư ngoài quốc doanh năm tiếp sau sẽ tăng thêm 172 tỷ đồng. Không những thế, ảnh hưởng của nó còn kéo dài trong những năm tiếp theo với mức độ ngày càng lớn. Nhìn tổng thể, khi vốn ngân sách tăng thêm 1000 tỷ đồng thì vốn khu vực ngoài quốc doanh sẽ tăng thêm 1117 nghìn tỷ đồng, tức là cao hơn nhiều so với ảnh hưởng trực tiếp ngay trong năm đầu tiên. Như vậy, kết quả nghiên cứu kinh tế lượng đã khảng định quan điểm cho rằng vốn ngân sách nhà nước có ảnh hưởng tích cực tới vốn đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh và ảnh hưởng này mang tính dài hạn do bản chất của nguồn vốn này (thường được dùng để đầu tư vào cơ sở hạ tầng và một số ngành công nghiệp cơ bản).

Vì trong năm 2001 vốn ngân sách tăng thêm 5.900 tỷ đồng so với năm 2000 nên đã phát huy tác dụng làm vốn ngoài quốc doanh năm 2002 tăng thêm hơn 1000 tỷ đồng. Không những thế, vốn ngân sách tăng thêm trong năm 2001 còn làm vốn ngoài quốc doanh tăng thêm khoảng 5.600 tỷ đồng nữa trong những năm sau năm 2002. Như vậy ảnh hưởng của vốn đầu tư từ ngân sách nhà nước tới đầu tư của khu vực tư nhân là rất lớn.

          Ngoài ảnh hưởng của biến đầu tư ngân sách nhà nước, mô hình còn cho thấy ảnh hưởng của lãi suất thực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh: Khi lãi suất thực tăng thêm 1% thì tỷ lệ đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh giảm 0,012%. Đây là mức giảm rất thấp; chứng tỏ vai trò của lãi suất còn rất khiêm tốn trong nền kinh tế nước ta.

          Phương trình 4 trong cột cuối cùng là ước lượng phương trình cho giai đoạn ngắn hơn, 1990-1998. Kết quả cho thấy trong giai đoạn này, hệ số của biến vốn ngân sách tăng lên trong khi hệ số của biến lãi suất giảm đi (về giá trị tuyệt đối). Điều này chứng tỏ trong giai đoạn đầu đổi mới, mức độ ảnh hưởng của vốn ngân sách rất cao trong khi mức độ ảnh hưởng của lãi suất rất thấp so với những năm gần đây; điều này cũng có nghĩa là tính thị trường của nền kinh tế đã tăng lên rất mạnh trong những năm gần đây.

c) Khi biến I^g là vốn tín dụng nhà nước:

Bảng 11 trình bày một số kết quả ước lượng mô hình trong trường hợp biến I^g là vốn tín dụng nhà nước. Phương trình 1 lặp lại y nguyên phương trình đầu tiên khi sử dụng tổng nguồn vốn đầu tư nhà nước làm biến giải thích; kết quả ước lượng cũng tương tự, do vậy phương trình này không thể sử dụng được. Khi thay biến g bằng biến g(-1), kết quả cũng tương tự (phương trình 2); do đó biến g bị loại khỏi mô hình. Mặc dù vậy, kết quả ước lượng vẫn không có tiến bộ vì biến ri không có ý nghĩa giải thích, đồng thời dấu của nó trong vẫn không phù hợp với lý thuyết và thực tiễn (phương trình 3). Đáng ngạc nhiên là ý nghĩa giải thích của ri tăng vọt khi đưa thêm biến thời gian T vào mô hình (phương trình 4); tuy nhiên, dấu của nó vẫn không phù hợp. Như vậy có thể tính tương quan ở đây chỉ là sự trùng hợp ngẫu nhiên nên cần phải đưa biến ri ra khỏi mô hình.

Khi biến ri được đưa ra khỏi mô hình, khả năng giải thích của biến đầu tư ngoài quốc doanh với độ trễ 1 năm đã tăng vọt. Phương trình 5 hoàn toàn có thể chấp nhận được vì tất cả các tiêu chuẩn thống kê và ý nghĩa kinh tế đều được thoả mãn, dù ở mức độ không thật cao. Để kiểm tra tính ổn định của mô hình, chúng tôi đã ước lượng lại phương trình trên lần lượt cho các thời kỳ 1990-2000, 1990-1999, 1990-1998... thì thấy chất lượng phương trình giảm dần và giá trị các hệ số ước lượng cũng thay đổi dần theo 1 xu thế rõ rệt. Phương trình 6 là ví dụ minh hoạ cho thời kỳ 1990-1998, khi đó biến đầu tư ngoài quốc doanh trễ 1 năm bắt đầu mất ý nghĩa giải thích, trong khi ý nghĩa giải thích của biến đầu tư bằng nguồn tín dụng nhà nước giảm đáng kể. Thậm chí dấu của biến I^td(-1)/Y(-1) đã chuyển từ dương sang âm, tức là trong giai đoạn trước năm 1999, tín dụng đầu tư nhà nước đã có ảnh hưởng tiêu cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh. Do vậy, có thể suy luận rằng đầu tư tín dụng nhà nước mới chỉ bắt đầu phát huy tác dụng tích cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh trong những năm gần đây.

Bảng 11: Phương trình xác định vốn ngoài quốc doanh (I^p/Y)

          (khi biến giải thích I^g/Y là vốn tín dụng nhà nước - I^td/Y)

Tên biến	Phương trình 1	Phương trình 2	Phương trình 3	Phương trình 4	Phương trình 5	Phương trình 6
Ip(-1)/Y(-1)	0,235 (0,715)	0,378 (1,340)	0,153 (0,522)		0,464* (2,121)	0,467 (1,895)
g	-0,106 (-0,672)
g(-1)		-0,163 (-1,824)
ri	0,025 (1,498)	0,023 (1,891)	0,019 (1,397)	0,030*** (6,235)
Itd/Y	-0,362** (-2,518)	-0,269** (-2,729)	-0,320** (-2,576)
Itd(-1)/Y(-1)				0,478*** (4,198)	0,732** (-2,712)	-0,952* (-2,407)
C	8,507** (2,873)	7,458** (3,001)	8,268** (2,929)	10,451*** (55,076)	6,018** (2,906)	6,133* (2,631)
T (T90=1)				-0,529*** (-7,464)	-0,543** (-3,319)	-0,652** (-3,156)
D1994				0,731*** (4,063)
D2001				0,724** (3,573)
SMPL	1990-2001	1990-2001	1990-2001	1990-2001	1990-2001	1990-1998
R2	0,744	0,823	0,725	0,977	0,815	0,835
R2 điều chỉnh	0,574	0,705	0,607	0,954	0,736	0,712
DW	2,068	2,460	1,632	2,602	2,149	1,883
F - Statis.	4,365	6,979	13,271	42,248	10,304	6,760

Số trong ngoặc dưới các hệ số là t-stasistic, dấu *** là ý nghĩa 1%, **: 5% và *: 10%.

          Theo phương trình 5 (phương trình được giữ lại để sử dụng), đầu tư bằng nguồn vốn tín dụng nhà nước có ảnh hưởng rất tích cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh với độ trễ 1 năm và tiếp tục phát huy tác động dài hạn hơn. Phương trình cho thấy khi đầu tư tín dụng tăng thêm 1000 tỷ đồng thì đầu tư ngoài quốc doanh tăng thêm 732 tỷ đồng ngay trong năm tiếp sau và tiếp tục tăng thêm 830 tỷ đồng nữa trong những năm tiếp theo; ảnh hưởng tích luỹ của tăng 1000 tỷ đồng vốn tín dụng nhà nước tới đầu tư ngoài quốc doanh lên tới 1560 tỷ đồng. Như vậy, so với nguồn vốn trực tiếp từ ngân sách nhà nước, nguồn vốn tín dụng có tác động ngắn hạn, dài hạn và tích luỹ đều cao hơn, trong đó ảnh hưởng ngắn hạn cao hơn rất đáng kể. Nếu kết luận này là đúng thì trong thời gian tới, nhà nước nên chuyển dần vốn ngân sách thành vốn tín dụng nhà nước.

Vì trong năm 2001 vốn tín dụng nhà nước tăng thêm 1066 tỷ đồng nên đã phát huy tác dụng làm vốn ngoài quốc doanh tăng thêm 780 tỷ đồng trong năm 2002 và tăng tiếp thêm 885 tỷ đồng trong những năm sau năm 2002. Như vậy, việc tăng vốn tín dụng nhà nước năm 2001 sẽ làm vốn ngoài quốc doanh tăng tổng cộng khoảng 1665 tỷ đồng.

d) Khi biến I^g là vốn tự đầu tư của doanh nghiệp nhà nước:

          Cũng như các trường hợp trên, mô hình gốc tỏ ra không thích hợp vì ý nghĩa giải thích của các biến như tỷ lệ đầu tư ngoài quốc doanh (I^p/Y), tỷ lệ tăng trưởng GDP (g), lãi suất thực (ri) đều rất thấp; trong khi dấu của biến đầu tư của doanh nghiệp nhà nước (I^dnnn) âm và có ý nghĩa giải thích rất cao.

          Để xử lý những điểm không hợp lý theo các tiêu chuẩn kiểm định thống kê và lý thuyết kinh tế, chúng tôi lần lượt thay các biến nêu trên bằng biến trễ và bổ sung thêm biến thời gian. Tuy nhiên kết quả thu được vẫn không thoả mãn (xem các phương trình 2, 3, 4); đặc biệt ý nghĩa giải thích của phương trình 4 rất cao những không thể chấp nhận được vì dấu của biến lãi suất dương.

Với mục tiêu giữ lại biến đầu tư của doanh nghiệp nhà nước, chúng tôi đã loại bỏ biến lãi suất và đưa biến tỷ lệ đầu tư ngoài quốc doanh trễ 1 năm trở lại mô hình theo đúng lập luận của mô hình lý thuyết. Kết quả hoàn toàn thoả mãn: ý nghĩa giải thích của tất cả các biến còn lại đều rất cao, dấu của các biến đều không vi phạm các quy định của lý thuyết kinh tế; phương trình có tác dụng giải thích tới 95% biến động của đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh; tất cả các tiêu chuẩn kiểm định thống kê đều thoả mãn. Hơn nữa, khi ước lượng lại phương trình trên cho các thời kỳ 1990-2000, 1990-1999, 1990-1998..., mức độ ổn định của nó rất cao; điều này cho phép tin tưởng vào giá trị của các tham số trong mô hình. Cột 6 trong bảng 12 trình bày kết quả ước lượng cho thời kỳ 1990-1998.

Bảng 12: Phương trình xác định vốn ngoài quốc doanh (I^p/Y)

(khi biến giải thích I^g/Y là vốn đầu tư của doanh nghiệp nhà nước - I^dnnn/Y)

Tên biến	Phương trình 1	Phương trình 2	Phương trình 3	Phương trình 4	Phương trình 5	Phương trình 6
Ip(-1)/Y(-1)	0,333 (1,194)	0,508 (1,601)	-0,050 (-0,145)	0,285** (2,533)	0,264*** (3,859)	0,243** (3,301)
g	0,107 (0,836)		0,156 (1,172)
g(-1)		-0,008 (-0,063)
ri	0,008 (0,680)	0,011 (0,904)	0,006 (0,480)	0,016** (2,719)
Idnnn/Y	-0,350** (-3,049)	-0,333* (-2,081)
Idnnn(-1)/Y(-1)			-0,424** (-2,977)	-0,415*** (-6,895)	-0,470*** (-11,880)	-0,475*** (-12,940)
C	6,359** (3,055)	5,660* (2,322)	9,486** (3,341)	7,740*** (7,152)	8,300*** (12,293)	8,513*** (11,966)
D1994				1,200*** (4,483)	1,073*** (6,750)	1,076*** (7,348)
D1991					-0,918*** (-5,524)	-0,944*** (-6,065)
SMPL	1990-2001	1990-2001	1990-2001	1990-2001	1990-2001	1990-1998
R2	0,794	0,770	0,788	0,947	0,980	0,989
R2 điều chỉnh	0,656	0,616	0,646	0,912	0,968	0,975
DW	2,606	3,034	2,578	2,658	2,383	2,220
F - Statis.	5,769	5,014	5,563	26,811	75,672	70,509

Số trong ngoặc dưới các hệ số là t-stasistic, dấu *** là ý nghĩa 1%, **: 5% và *: 10%.

Theo phương trình giữ lại (phương trình 5), đầu tư của doanh nghiệp nhà nước có ảnh hưởng rất tiêu cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh: Khi đầu tư của khu vực DNNN tăng thêm 1000 tỷ đồng thì đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh giảm tới 470 tỷ đồng ngay trong năm tiếp theo, một mức độ ảnh hưởng trực tiếp rất cao. Tuy nhiên, về dài hạn, khi vốn tự đầu tư của các DNNN tăng thêm 1000 tỷ đồng, tác động tích luỹ của nó chỉ làm đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh giảm 639 tỷ đồng. Vì trong năm 2001, đầu tư của khu vực DNNN tăng thêm 4470 tỷ đồng so với năm 2000 nên sẽ làm giảm vốn đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh năm 2002 khoảng 2100 tỷ đồng, và làm nguồn vốn này giảm thêm 755 tỷ đồng trong các năm sau 2002.

Như vậy, mô hình cho thấy có sự cạnh tranh về đầu tư giữa kinh tế quốc doanh và kinh tế ngoài quốc doanh trong nước, theo nghĩa đầu tư của khu vực doanh nghiệp nhà nước tăng lên sẽ có ảnh hưởng tiêu cực làm giảm đầu tư của khu vực ngoài. Đây là một biểu hiện của hiệu ứng loại trừ theo kinh tế học Keynes.  Nếu nhận định trên là đúng thì việc giảm dần vai trò của khu vực doanh nghiệp nhà nước là rất cần thiết để có thể phát triển mạnh mẽ khu vực kinh tế ngoài quốc doanh trong nước.

Đầu tư nhà nước gồm hai loại hình đầu tư: đầu tư công cộng và đầu tư của các DNNN. Các nghiên cứu trên cho thấy đầu tư công cộng đã có ảnh hưởng tích cực tới đầu tư ngoài quốc doanh trong khi đầu tư của các DNNN lại có tác dụng tiêu cực. Chính vì tác dụng bất lợi của đầu tư của khu vực DNNN quá lớn, không bù lại được mặt tích cực của đầu tư công cộng nên kết quả chung là đầu tư nhà nước đã có tác dụng bất lợi với đầu tư ngoài quốc doanh. Như vậy, về mặt chính sách, nên tăng cường đầu tư công cộng và giảm bớt đầu tư trực tiếp của các DNNN.

E) PHƯƠNG HƯỚNG ĐỔI MỚI ĐẦU TƯ NHÀ NƯỚC: GIẢM DẦN VỀ TỶ TRỌNG ĐỒNG THỜI ĐIỀU CHỈNH MẠNH VỀ CƠ CẤU

          Những nghiên cứu, phân tích định tính và định lượng nêu trong các mục trên đã cho thấy cần phải có những đổi mới mạnh mẽ trong chính sách đầu tư của nhà nước để tăng cường huy động và nâng cao hiệu quả sử dụng nguồn vốn đầu tư toàn xã hội nói chung và vốn đầu tư nhà nước nói riêng. Các phân tích cũng chỉ ra hai hướng đổi mới cực kỳ quan trọng là: (i) giảm mạnh tỷ trọng đầu tư nhà nước đồng thời tăng nhanh tỷ trọng đầu tư ngoài quốc doanh; và (ii) điều chỉnh mạnh cơ cấu đầu tư trong nội bộ vốn đầu tư nhà nước theo hướng tăng tỷ trọng vốn đầu tư do ngân sách trực tiếp quản lý và giảm tỷ trọng vốn đầu tư của khu vực doanh nghiệp nhà nước.

          Về phương hướng thứ nhất, một mặt, chúng ta đã thấy rõ hiệu quả thấp kém của nguồn vốn đầu tư nhà nước trong khi hiệu quả sử dụng vốn của khu vực ngoài quốc doanh rất cao. Mặt khác, phân tích kinh tế lượng cũng khảng định đầu tư nhà nước có ảnh hưởng bất lợi tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh dù mức độ bất lợi không thật lớn.

Ngoài ra, phải thấy rằng so với các nước trên thế giới, tỷ lệ đầu tư từ ngân sách nhà nước và tín dụng nhà nước so với tổng chi ngân sách của nước ta đã quá cao; ví dụ năm 2001 tỷ lệ này đã lên tới 66,4% tổng chi ngân sách nhà nước, trong khi tại Inđônêxia, chi ngân sách cho đầu tư  chỉ chiếm 25,1% tổng chi ngân sách, tại Hàn Quốc là 17,5%, Malaixia 22,4%, Singapo 19,3%, Thái lan 30%, Philipin 15,9%, Ấn độ 9,4%, Pakistan 10,3%, Mỹ 3%, Anh 4%, Pháp 4,3%... (số liệu năm 1996-1998). Đành rằng điều kiện kinh tế xã hội của mỗi nước có khác nhau, nhưng nếu như tất cả các nước quanh ta đều không để tỷ lệ đầu tư nhà nước chiếm tỷ trọng quá cao trong tổng vốn đầu tư toàn xã hội và trong tổng chi ngân sách thì nước ta cũng không nên làm khác.

Trong thời gian gần đây, với sự gia tăng quá nhanh của đầu tư nhà nước, khu vực kinh tế nhà nước, trong đó chủ yếu là các doanh nghiệp nhà nước, đã trở thành một thế lực cực lớn, có tác động rất mạnh và tiêu cực tới sự phát triển của các thành phần kinh tế khác. Sự độc quyền nhà nước tăng lên không phải nhờ tăng hiệu quả của khu vực này mà nhờ vào bao cấp và bảo hộ. Dường như nền kinh tế nước ta đang có xu hướng quay trở lại thời kỳ kinh tế chỉ huy với cơ chế quản lý hành chính quan liêu bao cấp như những năm 80. Có thể nói chưa khi nào trong thập kỷ 90, tình trạng bao cấp và bảo hộ phát triển tràn lan như hiện nay: đầu tư phát triển và tiêu dùng chủ yếu bằng nguồn vốn ngân sách; phát triển mạnh các loại hình bao cấp bù lỗ, từ đầu vào đến đầu ra; phát triển đủ các loại quỹ hỗ trợ của Nhà nước; cho phép các ngân hàng thương mại quốc doanh cho vay tràn lan không dựa trên các chuẩn mực của kinh tế thị trường; cấp vốn lưu động bổ sung rộng rãi cho các DNNN...

Cũng trong khoảng 2 năm gần đây, tình trạng họp hành triền miên xảy ra ở tất cả các bộ, ngành và cơ quan quản lý nhà nước địa phương. Đủ các loại đề án, kế hoạch, chương trình hành động từ trung ương tới cơ sở được xây dựng mà phần lớn mang tính quan liêu duy ý chí do cán bộ không nắm được tình hình. Rồi lại có phong trào đua nhau triển khai các đề án, kế hoạch, chương trình hành động đó thông qua các DNNN bằng nguồn vốn nhà nước hoặc các ưu đãi mang tính bao cấp và bảo hộ. Cách làm này chỉ có tác dụng đẩy mạnh xu hướng xin bao cấp và bảo hộ của các doanh nghiệp, làm tăng thêm tình trạng tham nhũng và làm giảm nhanh hơn hiệu quả vốn đầu tư nhà nước...

          Về phương hướng thứ hai, những phân tích ở trên đã cho thấy đầu tư công cộng (gồm đầu tư ngân sách và đầu tư tín dụng nhà nước) có tác dụng tích cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh, từ đó làm tăng tổng nguồn vốn đầu tư toàn xã hội và tăng hiệu quả vốn đầu tư toàn nền kinh tế; ngược lại, đầu tư của khu vực DNNN có ảnh hưởng rất tiêu cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh. Do đó cần điều chỉnh nhanh cơ cấu đầu tư nhà nước theo hướng tăng nhanh tỷ trọng đầu tư công cộng và giảm mạnh tỷ trọng đầu tư của khu vực DNNN. Điều này cũng có nghĩa là nhà nước không nên làm kinh tế trực tiếp mà chỉ nên giới hạn phạm vi hoạt động của mình trong lĩnh vực công cộng như xây dựng cơ sở hạ tầng, phát triển sự nghiệp y tế, giáo dục và đào tạo...

          Để nâng cao hiệu quả sử dụng số vốn nhà nước tại khu vực DNNN, cần khẩn trương đổi mới một cách triệt để và cương quyết phương thức hoạt động của loại hình doanh nghiệp này theo hướng chuyển mạnh các hoạt động của chúng sang cơ chế kinh tế thị trường, lấy hiệu quả và chất lượng làm nhiệm vụ trung tâm. Cần đổi mới phương thức kế hoạch hoá cấp DNNN; chỉ xem xét, đánh giá hiệu quả hoạt động của DNNN theo tiêu chuẩn lợi nhuận so với tổng vốn đầu tư, đặt chỉ tiêu giá trị sản lượng và doanh thu xuống hàng thứ yếu. Mặt khác, cần giảm nhanh, tiến tới xoá bỏ hoàn toàn các loại bao cấp, ưu đãi đối với các DNNN, trước hết là ưu đãi về sử dụng đất đai, tín dụng dài hạn, bảo hộ qua thuế và các khoản trợ cấp trực tiếp từ ngân sách. Cũng cần phải đánh giá lại tài sản của khu vực DNNN một cách đúng và đủ theo giá thị trường để có bức tranh tài chính thực sự về DNNN và có căn cứ để cơ cấu lại một cách toàn diện khu vực này...

          Cuối cùng, cũng theo các phân tích trên, cả hai thành phần của đầu tư công cộng là đầu tư ngân sách trực tiếp và đầu tư gián tiếp qua tín dụng nhà nước đều có tác dụng tích cực tới đầu tư của khu vực ngoài quốc doanh, do đó cần khuyến khích cả hai loại đầu tư này. Tuy nhiên, ảnh hưởng tích cực của vốn tín dụng nhà nước cao hơn nhiều so với ảnh hưởng của vốn ngân sách trực tiếp nên về mặt cơ cấu, cần ưu tiên tăng nguồn vốn tín dụng so với tăng nguồn vốn ngân sách. Điều này cũng có nghĩa là nhà nước nên chuyển dần vốn ngân sách thành vốn tín dụng đầu tư.