(Luận văn) nghiên cứu thực nghiệm về kỳ vọng lạm phát tại việt nam, dự báo và đánh giá các yếu tố ảnh hưởng

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng hi TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HCM ep w - n lo ad ju y th yi NGUYỄN THỊ DUY LINH pl n ua al n va NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ KỲ VỌNG fu ll LẠM PHÁT TẠI VIỆT NAM: DỰ BÁO VÀ oi m at nh ĐÁNH GIÁ CÁC YẾU TỐ ẢNH HƢỞNG z z Chuyên ngành : Tài – Ngân hàng ht vb : 60340201 k jm Mã số gm l.c LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ om NGƢỜI HƢỚNG DẪN KHOA HỌC n a Lu n va PGS.TS HỒ VIẾT TIẾN y te re Tp Hồ Chí Minh – Năm 2014 t to LỜI CAM ĐOAN ng hi ep Tôi xin cam đoan luận văn “NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ KỲ VỌNG LẠM PHÁT TẠI VIỆT NAM: DỰ BÁO VÀ ĐÁNH GIÁ CÁC YẾU TỐ ẢNH w HƢỞNG” cơng trình nghiên cứu tác giả, nội dung đƣợc đúc kết từ n lo trình học tập kết nghiên cứu thực tiễn thời gian qua, số liệu sử ad y th dụng trung thực có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Luận văn đƣợc thực dƣới ju hƣớng dẫn khoa học PGS.TS Hồ Viết Tiến yi pl al năm 2014 n ua Tp HCM, ngày tháng n va ll fu m oi Nguyễn Thị Duy Linh at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to TRANG PHỤ BÌA ng LỜI CAM ĐOAN hi ep MỤC LỤC DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU, HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ w MỞ ĐẦU n CƠ SỞ LÝ LUẬN lo I Đƣờng cong Phillips đánh đổi y th 1.2 ad 1.1 Kỳ vọng cách thức hình thành kỳ vọng lạm phát ju yi 1.2.1 Kỳ vọng pl 1.2.2 Cách thức hình thành kỳ vọng 11 al TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƢỚC ĐÂY 13 III PHƢƠNG PHÁP LUẬN VÀ MƠ HÌNH NGHIÊN CỨU 23 3.1 ĐO LƢỜNG KỲ VỌNG LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM 24 n ua II n va ll fu 3.1.1 Dữ liệu 25 CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KỲ VỌNG LẠM PHÁT 41 nh 3.2 oi m 3.1.2 Mơ hình sử dụng: ARIMA (p, d, q) 25 at 3.2.1 Các biến đƣa vào mơ hình 44 z z 3.2.2 Kiểm tra tính dừng biến 48 vb ht 3.2.3 Chọn biến trễ 51 jm 3.2.4 Chạy mơ hình hồi quy đa biến 52 k 3.2.5 Kiểm tra tƣợng đa cộng tuyến 53 gm 3.2.6 Kiểm định đồng liên kết (Cointegration test) 55 om l.c 3.2.7 Đánh giá ý nghĩa tồn diện mơ hình 56 KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM TẠI VIỆT NAM 57 V KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ 60 n va PHỤ LỤC n TÀI LIỆU THAM KHẢO a Lu IV y te re DANH MỤC CÁC BẢNG, HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ: t to Hình 3.1: Dữ liệu lạm phát Việt Nam từ quý 1-2014 đến quý 4-2014 ng Hình 3.2: Kiểm định tính dừng chuỗi CPI hi ep Hình 3.3: Đồ thị hàm tự tƣơng quan chuỗi CPI Hình 3.4: Kết chạy mơ hình ARIMA(2,0,2) w Hình 3.5: Kết chạy mơ hình ARIMA(6,0,2) n lo Hình 3.6: Biểu đồ tự tƣơng quan cho phần dƣ mơ hình ARIMA(2,0,2) ad Hình 3.7: Biểu đồ thể lạm phát thực tế lạm phát ƣớc tính y th Hình 3.8: Kết chạy mơ hình hồi quy đa biến ju yi Hình 3.9: Ma trận hệ số tƣơng quan cặp biến pl 10 Hình 3.10: Kết kiểm định đồng liên kết al n ua 11 Bảng 3.1: Kết thống kê số tiêu chuẩn mơ hình ARIMA(2,0,2), ARIMA(6,0,2) n va 12 Bảng 3.2: Tổng hợp kết dự báo lạm phát mơ hình ARIMA ll fu 13 Bảng 3.3: Quyền số dùng tính số giá tiêu dùng thời kỳ 2009 đến 2014 oi m 14 Bảng 4.1: Những yếu tố tác động đến kỳ vọng lạm phát at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỞ ĐẦU t to Ổn định vĩ mô vấn đề quan trọng định hƣớng sách Việt Nam ng hi nhƣ nƣớc giới Diễn biến lạm phát năm qua cho thấy ep nguy lạm phát cao ln tiềm ẩn quay trở lại gây ảnh hƣởng đến ổn w định phát triển bền vững kinh tế Việt Nam Vấn đề đặt cho Ngân hàng n lo nhà nƣớc nhu cầu cấp bách việc kiểm sốt lạm phát nhƣ tìm kiếm ad chế điều hành sách tiền tệ cho phép kiểm soát lạm phát hiệu hơn, đảm y th bảo vừa kiềm chế đƣợc lạm phát vừa tiếp tục giữ vững tăng trƣởng mức hợp lý ju yi pl Tuy nhiên, điều khơng dễ dàng thực hiện, chí nƣớc phát ua al tồn đánh đổi lạm phát tăng trƣởng Vào năm 2007, kinh tế n tăng trƣởng nóng với tốc độ tăng trƣởng lên tới 8% năm 2008, lạm phát va n vƣợt 20% Kể từ năm 2008, Việt Nam trải qua biến động kinh tế vĩ ll fu mô lớn nhƣ lạm phát hai chữ số, thâm hụt tài khóa thƣơng mại nặng nề Trong oi m năm 2010, kinh tế Việt Nam tiếp tục phục hồi nhanh chóng sau khủng hoảng kinh tế nh với tốc độ tăng trƣởng GDP 6,8%, mức tăng trƣởng đạt đƣợc phần at mức đầu tƣ cơng tăng mạnh tín dụng tăng trƣởng nhanh chóng Tuy nhiên, Việt z z Nam tiếp tục trì sách mở rộng sách gây vb ht vịng xốy lạm phát buộc phải thực sách tiền tệ thắt chặt vào jm đầu năm 2011 Khi lạm phát bắt đầu tăng cao, lãi suất tăng đến 20% Chính phủ k gm Việt Nam định chuyển sang trọng việc ổn định kinh tế vĩ mô sẵn om 11/NQ-CP ngày 24/02/2011) l.c sàng chấp nhận giá phải trả tăng trƣởng thấp (đƣợc thể rõ nghị a Lu Câu hỏi đặt cần giảm tăng trƣởng để giảm lạm phát tới mức n phụ thuộc yếu tố tâm lý kinh tế Nếu hộ gia đình nhƣ gây tổn thƣơng cho kinh tế Nhƣng họ khơng tin tƣởng vào sách y giảm lạm phát, mục tiêu giảm lạm phát đạt đƣợc tƣơng đối nhanh chóng te re doanh nghiệp tin sách phủ có hiệu việc n va chấp nhận đƣợc Câu trả lời xác đáng đƣợc bỏ ngõ lạm phát bị nghi ngờ phủ thay đổi sang sách khác, mục tiêu giảm t to lạm phát có lẽ cịn kéo dài dai dẳng tốn nhiều cơng sức, cải Cái giá phải ng trả cho việc giảm lạm phát cao, thời gian để đạt đƣợc dài hi ep sách phủ lại khó đạt đƣợc mục tiêu doanh nghiệp nhƣ kinh tế hộ gia đình lại giảm niềm tin sách thành cơng Chính w thế, vịng xoắn trơn ốc luẩn quẩn tồn n lo ad Do đó, vai trị Chính phủ việc ban hành sách ju y th thời kỳ lạm phát tất nhiên quan trọng, nhiên việc tính đến yếu tố có tính yi định đến chiều hƣớng lạm phát – kỳ vọng ngƣời dân việc xây pl dựng sách điều cần đƣợc xem xét cách nghiêm túc ua al Bài nghiên cứu không vào việc tính tốn lời giải đáp phải hy sinh n n va mức tăng trƣởng để trì lạm phát mức vừa phải mà theo ll fu đuổi cách tiếp cận nhằm dự báo mức lạm phát tƣơng lai tiếp đến oi m nghiên cứu yếu tố tác động đến kỳ vọng lạm phát Kết thực nghiệm nh lạm phát cao leo thang dễ dàng tác động đến dự đoán ngƣời dân at lạm phát tƣơng lai Các sách tiền tệ phủ đạt đƣợc hiệu z z cao hƣớng đến mục tiêu phòng ngừa lạm phát thực vb ht sách bất ngờ đột ngột kinh tế đạt đƣợc mức tăng trƣởng định k jm Mục tiêu nghiên cứu: gm Với tầm quan trọng kỳ vọng lạm phát, ngƣời viết tiến hành dự báo om l.c mức lạm phát kỳ vọng ngắn hạn Việt Nam Từ đó, nghiên cứu yếu tố tác động đến kỳ vọng lạm phát để có nhìn cụ thể kỳ vọng lạm phát n a Lu đề xuất vài ý tƣởng nhỏ cho sách tiền tệ Việt Nam n va Câu hỏi nghiên cứu: Làm để ƣớc tính đƣợc yếu tố tác động đến lạm phát kỳ vọng ? y tiến hành sao? te re Công việc dự báo đƣợc thực nhƣ nào, công tác thu thập liệu đƣợc Phạm vi nghiên cứu: t to Kỳ vọng lạm phát đƣợc dự báo dựa vào liệu lạm phát khứ (CPI - ng hi số giá tiêu dùng) Việt Nam từ quý năm 2004 đến quý năm 2013 Các chuỗi ep liệu khác dùng để đánh giá yếu tố ảnh hƣởng đến lạm phát kỳ vọng đƣợc nghiên cứu khoảng thời gian từ quý năm 2005 đến quý năm 2013 w n lo Phƣơng pháp nghiên cứu: ad y th Để dự báo kỳ vọng, ngƣời viết sử dụng mơ hình tự hồi quy trung bình trƣợt ju ARIMA (Auto Regressive Integrated Moving Average) Mơ hình hồi qui đa biến yi pl đƣợc sử dụng việc nghiên cứu tác động ảnh hƣởng đến kỳ vọng lạm phát n ua al Kết cấu nghiên cứu: n va Ngoài phần mở đầu, nghiên cứu bao gồm phần: fu Cơ sở lý luận II Tổng quan nghiên cứu trƣớc ll I oi m nh at III Phƣơng pháp luận mơ hình nghiên cứu z ht k jm Kết luận kiến nghị vb V z IV Kết thực nghiệm Việt Nam om l.c gm n a Lu n va y te re I CƠ SỞ LÝ LUẬN t to 1.1 Đƣờng cong Phillips đánh đổi ng hi Đƣờng Phillips ngắn hạn thể đánh đổi tỷ lệ lạm phát tỷ lệ thất ep nghiệp nhà làm sách Theo quan điểm này, nhà làm sách w có hai lựa chọn: họ chọn lạm phát cao để nhằm giữ tỷ lệ thất nghiệp thấp, n lo chấp nhận thất nghiệp cao để giữ lạm phát mức kiểm soát Trong ngắn hạn, ad giá lạm phát kỳ vọng không thay đổi, việc giảm lạm phát thƣờng đòi hỏi y th ju giảm sản lƣợng việc làm Tỷ lệ hy sinh – tỷ lệ sản lƣợng dự tính để giảm yi điểm phần trăm lạm phát đƣợc xác định hệ số góc đƣờng cong Phillips n va ll fu : tỷ lệ lạm phát n β = /ỹ ua al (1) pl (β): m oi ỹ = (Y - Y*)/Y*: Chênh lệch sản lƣợng thực tế (Y) sản lƣợng at nh tiềm (Y*) z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Độ dốc đƣờng cong Phillips (β) nhiều chi phí hy sinh mặt sản t to lƣợng việc làm để đạt mục tiêu ổn định giá cao Nói cách khác, độ dốc ng đƣờng cong Phillips phụ thuộc phần lớn vào độ cứng nhắc lƣơng giá cả: hi ep Hai yếu tố cứng nhắc đƣờng cong phẳng tỷ lệ hy sinh cao Bằng chứng thực nghiệm cho thấy, đƣờng cong Phillips không ổn định w thời điểm mà dịch chuyển lên xuống tùy thuộc vào số yếu tố, đó, quan n lo ad trọng tỷ lệ lạm phát kỳ vọng (e) cú sốc giá ngoại sinh () – tăng y th hay giảm giá hàng hóa giới Chính vậy, đƣờng cong Phillips đại – ju đƣờng cong Phillips có bổ sung kỳ vọng đƣợc thể nhƣ sau: yi  = e + β.ỹ +  pl ua al (2) n Theo đó, tăng (giảm) tỷ lệ lạm phát kỳ vọng gắn liền với dịch va n chuyển lên (xuống) đƣờng cong Phillips Vì vậy, tăng (giảm) tỷ lệ fu ll lạm phát kỳ vọng dẫn tới tăng (giảm) tỷ lệ lạm phát thực tế mà không phụ m oi thuộc vào khoảng cách sản lƣợng Cũng nhƣ vậy, cú sốc giá tiêu cực/ tích at nh cực (ví dụ nhƣ tăng hay giảm giá hàng hóa giới) dẫn tới mức z lạm phát cao (thấp) hơn, điều kiện yếu tố khác không thay đổi z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Trong dài hạn, cú sốc ngoại sinh giá ngẫu nhiên xê dịch ( = 0), t to khơng có chênh lệch từ sản lƣợng tiềm (ỹ = 0)  = e tỷ lệ lạm ng phát kỳ vọng đƣợc điều chỉnh gần với thực tế hay nói cách khác phụ thuộc hi ep vào tốc độ tăng trƣởng tiền tệ Và nhƣ dài hạn, nhà làm sách khơng cịn lựa chọn giữ tỷ lệ thất nghiệp thấp kể mức lạm phát cao w n Kỳ vọng cách thức hình thành kỳ vọng lạm phát: lo 1.2 ad y th 1.2.1 Kỳ vọng1 ju Kỳ vọng tƣơng lai đóng vai trị then chốt kinh tế thị trƣờng, ảnh yi pl hƣởng theo cách hay cách khác gần nhƣ đến định giao dịch kinh al ua tế Kỳ vọng dẫn dắt hƣớng tồn kinh tế trở thành n tƣợng tự đáp ứng (self-fulfilling) Nếu ngƣời gửi tiền kỳ vọng ngân hàng va n thất bại, ngân hàng thất bại thật ngƣời gửi tiền hoảng loạn fu ll bắt đầu đồng loạt rút ạt số tiền gửi họ Tƣơng tự, kinh tế nhƣ m oi tổng thể, kỳ vọng lạm phát tạo trục trặc thực, kinh tế rơi at nh vào tình trạng suy thối số ngƣời nghĩ điều đủ lớn trở nên dao động z Những dạng kỳ vọng mối quan tâm đặc biệt nhà kinh tế học vĩ z ht vb mô jm Kỳ vọng đẩy thực tế kinh tế khơng vào xu hƣớng tiêu cực mà cịn có k thể vào xu hƣớng tích cực Đơi lúc kỳ vọng thuận lợi tự chúng xuất gm l.c Những lúc khác, nhiều nhà kinh tế học vĩ mơ tin phủ phải giúp tạo om chúng cách tạo tin cậy, tạo niềm tin công chúng Thực tế, quản lý kỳ vọng chức quan trọng sách kinh tế vĩ mơ, n a Lu sách tài khóa sách tiền tệ n va y te re Chƣơng trình giảng dạy Kinh tế Fulbright, Niên khóa 2011 – 2013, Kinh tế học vĩ mô, Chƣơng 3: Kỳ vọng (David A Moss) 52 3.2.4 Chạy mơ hình hồi quy đa biến: t to Với biến gốc biến trễ chọn, ta tiến hành chạy mơ hình hồi quy ng hi Eviews: Quick/Equation Estimation: ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m Ta có kết nhƣ hình 3.8: at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Hình 3.8 53 3.2.5 Kiểm tra tƣợng đa cộng tuyến: t to Một yêu cầu mô hình hồi quy đa biến biến khơng có tƣơng ng hi quan chặt với nhau, yêu cầu khơng đƣợc thỏa mãn mơ hình hồi qui đƣợc ep cho xảy tƣợng đa cộng tuyến Đa cộng tuyến biến giải thích mơ hình hồi quy bội tình hai hay nhiều biến độc lập có w n tƣơng quan tuyến tính chặt với Khi đó, biến có tƣơng quan chặt với lo ad khơng cung cấp đƣợc thơng tin xác định đƣợc ảnh hƣởng ju y th riêng biệt biến độc lập lên biến phụ thuộc, làm sai dấu hệ số yi hồi quy so với lý thuyết Khi xảy đa cộng tuyến làm cho phƣơng sai pl ƣớc lƣợng hệ số hồi quy có giá trị lớn ua al Dấu hiệu dễ gây nghi ngờ R2 mơ hình cao mà kiểm định t lại cho thấy n n va vài biến độc lập khơng có ý nghĩa việc giải thích cho biến phụ thuộc ll fu Và phƣơng pháp đơn giản đề phát mơ hình có tƣợng đa cộng tuyến oi m hay không xem xét hệ số tƣơng quan tuyến tính biến độc lập at nh Quay lại với kết chạy mơ hình (hình 3.8): ta nhận thấy hệ số R2 cao 0.979 z nên ta nghi ngờ tồn tƣợng đa cộng tuyến biến đƣa vào mơ z hình Sử dụng Eviews để tính tốn hệ số tƣơng quan tuyến tính biến: ht vb Quick/Group statistics/Correlations (hình 3.9a, b) k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Hình 3.9a 54 Kết tính tốn hệ số tƣơng quan giữ cặp biến t to ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m Hình 3.9 nh at Kết cho thấy có mối tƣơng quan chặt biến RER(-1) IL(-1) với z z R2 = 0.840 vb ht Ta tiến hành chạy hàm hồi quy phụ RER(-1) IL(-1) với biến lại k jm (Phụ lục phụ lục 2) gm om l.c hồi quy gốc khơng có tƣơng đa cộng tuyến xảy ra7 Với kết R2IL(-1) = 0,909 R2RER(-1) = 0,968 nhỏ R2 = 0,979, hàm n a Lu n va y te re Theo nguyên tắc Ngón tay – Rule of Thumb Klien: Nếu R2 hồi quy phụ lớn R2 hồi quy gốc thì có đa cộng tuyến xảy 55 3.2.6 Kiểm định đồng liên kết (Cointegration test) t to Nhƣ biết, hồi qui chuỗi thời gian không dừng thƣờng dẫn đến ng hi “kết hồi qui giả mạo” Tuy nhiên, Engle Granger, tác giả đoạt giải ep Nobel kinh tế năm 2003 (1987) cho kết hợp tuyến tính chuỗi thời gian khơng dừng chuỗi dừng chuỗi thời gian khơng dừng w n đƣợc cho đồng liên kết Kết hợp tuyến tính dừng đƣợc gọi phƣơng trình đồng lo ad liên kết đƣợc giải hích nhƣ mối quan hệ cân dài hạn biến ju y th Nói cách khác, phần dƣ mơ hình hồi qui chuỗi thời gian yi không dừng chuỗi dừng, kết hồi qui thực thể mối pl quan hệ cân dài hạn biến mơ hình Mục đích kiểm định al ua đồng liên kết xác định xem nhóm chuỗi khơng dừng có đồng liên kết hay n khơng Có hai cách kiểm định: Kiểm định nghiệm đơn vị phần dƣ Kiểm định va n đồng liên kết dựa phƣơng pháp VAR Johasen ll fu oi m Trong nghiên cứu, ngƣời viết sử dụng chọn cách Kiểm định nghiệm đơn vị phần nh dƣ: thực Eviews: View/ residual Tests/ Correlogram – Q – Statitics, ta có at đồ thị hàm tự tƣơng quan (hình 3.10) nhƣ sau: z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re Hình 3.10 56 Ta nhận thấy tất hệ số tự tƣơng quan nằm giới hạn cho phép, hay t to nói cách khác phần dƣ mơ hình hồi quy chuỗi dừng, kết hồi ng quy thực thể mối quan hệ cân dài hạn biến mơ hình hi ep 3.2.7 Đánh giá ý nghĩa tồn diện mơ hình: w Mơ hình mà xây dựng dựa liệu mẫu lấy từ tổng thể n lo bị ảnh hƣởng sai số lấy mẫu, cần kiểm định ý ad nghĩa thống kê tồn mơ hình y th ju Thống kê F đƣợc sử dụng để kiểm định giả thuyết ý nghĩa tồn diện mơ hình yi pl hồi quy: al n ua Chọn độ tin cậy 95% ta có mức ý nghĩa 5% ll fu hình 3.8) n va Với n = 27 độ lớn mẫu, k = 13 số biến mơ hình hồi quy (tham khảo oi m at nh z z ht vb jm k Tra bảng phân phối F, với D1=27-13-1=13 D2=13, ta có Fgiới hạn=2,6 l.c gm F = 46.885 > giá trị Fgiới hạn = 2,6 với p-value