CƠ SỞ LÝ LUẬN VỀ HÀM CẦU TIỀN
Cơ sở lý thuyết
Nghiên cứu này làm rõ các khái niệm cơ bản về tiền tệ, bao gồm các khối lượng tiền, cung tiền và cầu tiền Để xác định lượng cầu tiền, giả định về thị trường tiền tệ cân bằng sẽ được trình bày, tạo cơ sở cho việc ước lượng Đây là giả định cơ bản mà các nhà nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm vẫn sử dụng cho đến nay.
Theo Blanchard (2000), cầu tiền M D của cá nhân phụ thuộc vào mức độ giao dịch và lãi suất, trong khi cầu tiền M D của toàn bộ nền kinh tế là tổng cầu tiền của tất cả cá nhân, do đó phụ thuộc vào các giao dịch và lãi suất trong nền kinh tế Mức cung tiền, do ngân hàng trung ương quyết định, phải đáp ứng nhu cầu sản xuất, lưu thông hàng hóa và các nhu cầu chi tiêu khác trong xã hội Sự cân đối giữa cung và cầu tiền là quan trọng, vì thiếu hụt hoặc dư thừa cung tiền có thể gây ảnh hưởng tiêu cực đến nền kinh tế Hình 1 minh họa đường cung tiền có dạng thẳng đứng, không phụ thuộc vào lãi suất, với các khối lượng tiền giao dịch như M1, M2, M3.
Hình 1: Hàm cung tiền theo lãi suất
M1 = Tiền trong lưu thông + Séc du lịch + Tiền gửi thanh toán + Tiền gửi có thể phát hành séc khác
M2 bao gồm M1, tiền gửi kỳ hạn mệnh giá nhỏ, tiền gửi tiết kiệm, tài khoản tiền gửi thị trường tiền tệ, cổ phần quỹ thị trường tiền tệ phi tổ chức, thỏa thuận mua lại qua đêm và đô la ngoại biên qua đêm.
M3 bao gồm M2, tiền gửi kỳ hạn mệnh giá lớn, số dư quỹ thị trường tiền tệ có tổ chức, thỏa thuận mua lại có kỳ hạn và đô la ngoại biên có kỳ hạn.
Lượng tiền nắm giữ bao gồm tiền mặt ngoài ngân hàng và tiền gửi, và đường cầu tiền thể hiện mức độ mà công chúng muốn nắm giữ tiền ở mỗi mức lãi suất nhất định Thị trường tiền tệ đạt trạng thái cân bằng khi lượng tiền mà dân chúng thực sự nắm giữ (cung tiền) bằng với lượng tiền mà họ muốn nắm giữ (cầu tiền) Hình 2 minh họa đường cầu tiền theo biến lãi suất, cho thấy mối quan hệ nghịch biến với lãi suất Trong dài hạn, lãi suất được điều chỉnh sao cho cầu tiền và cung tiền tương đương Điểm A trên thị trường biểu thị sự cân bằng, với mức cung tiền M và lãi suất i, trong khi hàm cung tiền M S không phụ thuộc vào lãi suất, và hàm cầu tiền M D là đường đi xuống, tỷ lệ nghịch với lãi suất.
Hình 2 Cân bằng cung –cầu tiền ban đầu trên thị trường tài chính
Khi thu nhập danh nghĩa tăng, đường cầu tiền dịch chuyển sang phải, dẫn đến điểm cân bằng mới A' với tỷ lệ lãi suất i' cao hơn i Sự gia tăng thu nhập danh nghĩa làm tăng lãi suất, và khi cầu tiền vượt quá cung tiền cố định, cần thiết phải tăng lãi suất để giảm lượng tiền mà người dân muốn giữ, từ đó thiết lập một cân bằng mới về tiền tệ.
Hình 3 Cân bằng cung –cầu tiền khi tăng cầu tiền
Tăng cung tiền có tác động rõ rệt đến lãi suất, như được minh họa trong Hình 4 (Blanchard, 2000) Khi cung tiền tăng từ M lên M’, đường cung tiền dịch chuyển sang phải từ M S thành M S’ Kết quả là điểm cân bằng mới A’’ được hình thành, dẫn đến lãi suất giảm từ i’ xuống i Điều này cho thấy rằng việc tăng cung tiền sẽ làm giảm lãi suất trung bình trên thị trường.
Hình 4 Cân bằng cung –cầu tiền khi tăng cung tiền mới
Nghiên cứu của Blanchard (2000) cho thấy hầu hết các nghiên cứu trước đây đã sử dụng giả thuyết thị trường tiền tệ cân bằng để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến hàm cầu tiền Mô hình đơn giản về hàm cầu tiền thường chịu ảnh hưởng bởi hai yếu tố chính: thu nhập và lãi suất Hàm cầu tiền có thể được mô tả thông qua một công thức cụ thể.
Nhu cầu giữ tiền được xác định bởi hàm P = f(i, Y), trong đó i là lãi suất và Y là thu nhập Qua nhiều lý thuyết về cầu tiền, mô hình này đã được phát triển và bổ sung thêm các yếu tố khác nhằm đánh giá rõ hơn các tác động đến hàm cầu tiền Các yếu tố bổ sung giúp hiểu sâu hơn về mối quan hệ giữa lãi suất, thu nhập và nhu cầu giữ tiền.
1.2 Các lý thuyết về hàm cầu tiền
1.2.1 Phương trình trao đổi và lý thuyết lượng tiền
Phương trình trao đổi (2.1) được Irving Fisher giới thiệu trong cuốn sách "The Purchasing Power of Money" vào năm 1911 Trong phương trình này, M S đại diện cho khối lượng tiền, V là tốc độ chu chuyển của tiền tệ, P là mức giá, và T là khối lượng giao dịch Phương trình này mô tả mối quan hệ giữa các yếu tố này trong nền kinh tế thông qua các giao dịch tài chính.
Trong bài viết này, phương trình (2.2) được điều chỉnh bằng cách thay thế biến T (khối lượng giao dịch) bằng biến sản lượng thực (Y) để thể hiện tốc độ chu chuyển của thu nhập Việc so sánh tốc độ lưu thông của tiền với tốc độ giao dịch có thể được thay thế bằng cách so sánh tốc độ lưu thông của tiền với tốc độ sản xuất của thu nhập thực Cần lưu ý rằng sự thay thế này chỉ khả thi khi có giả định rằng thu nhập thực tế và khối lượng giao dịch có mối liên hệ với nhau.
Phương trình (2.3) được xây dựng để phát triển lý thuyết về các yếu tố quyết định của phương trình trao đổi Giả sử rằng tiền và thu nhập thực tế là các biến ngoại sinh, với vận tốc có giá trị cân bằng dài hạn không đổi Trong lĩnh vực tiền tệ, mức giá là biến nội sinh duy nhất Phương trình trao đổi (2.2) có thể chuyển đổi thành lý thuyết lượng tiền (2.3), trong đó các biến M S, V và Y được xác định độc lập với nhau Phương trình (2.2) nêu rõ rằng thu nhập danh nghĩa chỉ được xác định bởi các thay đổi trong lượng tiền.
1.2.2 Lý thuyết lượng tiền cho hàm cầu tiền
Dựa trên lý thuyết số lượng tiền, ta có thể chuyển đổi phương trình thành lý thuyết cầu tiền bằng cách giả định rằng cung tiền bằng cầu tiền (M S = M D) trong thị trường tiền tệ khi đạt trạng thái cân bằng.
Trong bài viết, k được định nghĩa là 1/V, và phương trình (2.5) mô tả hàm cầu tiền dài hạn từ góc độ lý thuyết số lượng tiền Cầu tiền thực (hoặc danh nghĩa) tỷ lệ thuận với thu nhập thực (hoặc danh nghĩa) Khi áp dụng logarit cho cả hai vế của phương trình, ta có được biểu thức ln (𝑀 𝐷) − ln (𝑃) = ln (𝑘) + ln (𝑌) (2.6).
Gọi hằng số 𝛼 = ln (𝑘), phương trình này cho thấy rằng thu nhập thực và cầu tiền thực ln (𝑀 𝐷) − ln (𝑃) không bị ảnh hưởng bởi các yếu tố ngoại sinh trong tiền danh nghĩa Hơn nữa, hàm cầu tiền theo lý thuyết từ công thức lượng tiền không bị tác động bởi yếu tố lãi suất.
1.2.3 Phương trình cân bằng tiền mặt Cambridge
Các nghiên cứu trước về hàm cầu tiền
2.1 Các nghiên cứu trước về tính ổn định của cầu tiền
Nghiên cứu về tính ổn định của cầu tiền ở các nước phát triển đã được thực hiện với nhiều mô hình khác nhau, từ những mô hình đơn giản chỉ sử dụng GDP và lãi suất cơ hội đến các mô hình phức tạp hơn với nhiều biến độc lập Việc này giúp hiểu rõ hơn về các yếu tố ảnh hưởng đến cầu tiền trong bối cảnh kinh tế hiện đại.
Trong nghiên cứu này, có 30 yếu tố ngoài lãi suất được xem xét, bao gồm chỉ số chứng khoán, giá dầu, tỷ lệ lãi suất cho vay, và các biến thể hiện quy mô kinh tế khác ngoài GDP như tổng thu nhập quốc dân (GNP) và giá trị sản xuất công nghiệp Ngoài ra, khối lượng tiền thường được sử dụng trong nghiên cứu bao gồm khối lượng tiền hẹp M1 và khối lượng tiền rộng M2 Dữ liệu nghiên cứu được thu thập theo chuỗi thời gian, được phân loại theo từng quý hoặc từng tháng.
Hướng nghiên cứu tính ổn định của cầu tiền đa phần dựa trên lý thuyết cầu tiền tân cổ điển của Keynes và lý thuyết cầu tiền hiện đại của Friedman Việc lựa chọn các biến phụ thuộc được thực hiện linh hoạt, tùy thuộc vào điều kiện của từng quốc gia và khu vực nghiên cứu, dẫn đến việc đề xuất các mô hình và đánh giá tác động khác nhau Hầu hết các mô hình nghiên cứu về tính ổn định của cầu tiền đều giả định rằng thị trường tiền tệ đạt được trạng thái cân bằng cung – cầu.
Nghiên cứu cho thấy tính ổn định của hàm cầu tiền trong dài hạn được củng cố, trong khi trong ngắn hạn, hàm cầu tiền lại ít ổn định hơn Hàm cầu tiền rộng M2 thể hiện sự ổn định cao hơn so với hàm cầu tiền hẹp M1 trong dài hạn Các quốc gia có nền kinh tế phát triển thường có hàm cầu tiền bền vững hơn so với các nước đang phát triển, và các yếu tố thuộc biến chi phí cơ hội có tác động mạnh mẽ hơn đến hàm cầu tiền ở những nước có thị trường tài chính kém bền vững.
Trong nghiên cứu tính ổn định của hàm cầu tiền, nhiều phương pháp ước lượng đa dạng đã được áp dụng, bao gồm kỹ thuật VPR, mô hình hiệu chỉnh sai số ECM, mô hình vec tơ tự hồi quy VAR, mô hình vec tơ hiệu chỉnh sai số VECM, mô hình ước lượng Stock-Watson, và mô hình phân phối trễ tự hồi quy ARDL Ngoài ra, các kỹ thuật kiểm định như kiểm định tính dừng ADF, kiểm định đồng liên kết Johansen, kiểm định Wald, kiểm định nhân tử Lagrange, và kiểm định Cusum cũng được sử dụng để đảm bảo tính chính xác của kết quả nghiên cứu.
Sau khi hệ thống hóa cơ sở lý luận về hàm cầu tiền, nghiên cứu tiến hành khảo sát và phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến hàm cầu tiền đã được xác định từ các nghiên cứu trước đây.
Cầu tiền là yếu tố quan trọng trong phân tích kinh tế vĩ mô, đặc biệt trong việc điều chỉnh cung tiền phù hợp Tình hình kinh tế vĩ mô hiện nay ngày càng biến động khó lường, đặc biệt khi thị trường tài chính mở rộng và xu hướng toàn cầu hóa gia tăng Kỹ thuật định lượng chuỗi thời gian đã có sự phát triển đáng kể, tuy nhiên, nghiên cứu về các yếu tố ảnh hưởng đến cầu tiền cần mở rộng ra ngoài lý thuyết hiện có để phù hợp với đặc điểm kinh tế của từng quốc gia Nghiên cứu này sẽ giúp xác định các yếu tố riêng có thể tác động đến cầu tiền ở Việt Nam, từ đó đưa ra khuyến nghị chính sách hợp lý cho Ngân hàng Trung ương Các nghiên cứu thực nghiệm về cầu tiền trên thế giới thường tập trung vào hai vấn đề chính: lựa chọn cơ sở lý thuyết, chủ yếu là lý thuyết của Keynes hoặc Friedman, và lựa chọn biến số, tập trung vào nhóm biến quy mô và chi phí cơ hội của việc giữ tiền, với sự điều chỉnh tùy thuộc vào đặc điểm kinh tế và nguồn dữ liệu của từng nước.
Việc lựa chọn biến trong ước lượng hàm cầu tiền thường dựa vào cung tiền thực M1 hoặc M2, giả định rằng cung tiền bằng cầu tiền Đối với biến quy mô, tổng sản phẩm quốc nội và tổng thu nhập quốc dân theo dữ liệu quý thường được sử dụng, trong khi giá trị sản xuất công nghiệp được chọn cho dữ liệu tháng Các biến phản ánh chi phí cơ hội giữ tiền thường bao gồm lãi suất tiền gửi, lãi suất tín phiếu kho bạc, tỷ giá hối đoái danh nghĩa, chỉ số giá tiêu dùng và chỉ số giá chứng khoán Ngoài ra, tại thời điểm nghiên cứu, biến giá vàng và tỷ giá thực cũng được xem xét.
32 phương chưa được đánh giá tác động trong ước lượng hàm cầu tiền ở Việt Nam Dữ liệu được chọn là dữ liệu thời gian theo quý hoặc theo tháng
Hàm cầu tiền thực tại Việt Nam có mối quan hệ đồng biến với tổng sản phẩm quốc nội và giá trị sản lượng công nghiệp, trong khi lãi suất tiền gửi, lãi suất tín phiếu kho bạc và chỉ số giá tiêu dùng lại có tác động nghịch biến Nghiên cứu cũng chỉ ra rằng chỉ số giá chứng khoán đồng biến với hàm cầu tiền thực, tuy nhiên, biến giá vàng chưa được đưa vào phân tích mặc dù người dân có xu hướng giữ vàng Một số lãi suất không có ý nghĩa thống kê, trong khi tỷ giá VNĐ/USD có tác động nghịch biến đến hàm cầu tiền Mặc dù đồng đô la Mỹ được nắm giữ nhiều hơn các ngoại tệ khác, Việt Nam có quan hệ thương mại với nhiều quốc gia lớn như Mỹ, EU, Nhật Bản, Trung Quốc và Hàn Quốc Do đó, tác giả nhấn mạnh sự cần thiết đưa tỷ giá thực đa phương vào mô hình để đánh giá tác động lên hàm cầu tiền, điều này đã được thực hiện trong các nghiên cứu quốc tế trước đó Các nghiên cứu cũng chỉ ra rằng hàm cầu thực ở nhiều quốc gia là ổn định.
Nhiều nghiên cứu trước đây đã áp dụng các phương pháp ước lượng đa dạng như VAR, VECM, ADRL, FMOLS, CCR và DOLS, mỗi mô hình có những ưu điểm và nhược điểm riêng, phụ thuộc vào đặc tính dữ liệu của từng quốc gia Cụ thể, mô hình ARDL thường được lựa chọn khi dữ liệu có mức độ dừng ở bậc 0 và bậc 1.
Mô hình VECM được áp dụng cho dữ liệu dừng cùng bậc 1, trong khi các mô hình FMOLS, CCR và DOLS hiệu quả trong việc khắc phục vấn đề tương quan chuỗi và hiện tượng nội sinh Thay vì chỉ tập trung vào việc lựa chọn mô hình phù hợp như các nghiên cứu quốc tế, kết quả ước lượng tại Việt Nam hiện chỉ dừng lại ở một mô hình cụ thể, điều này có thể không đủ thuyết phục cho các khuyến nghị, đặc biệt là đối với những người làm chính sách Hơn nữa, hàm cầu tiền thực M1 và M2 đều sử dụng kiểm định tổng tích lũy của phần dư (CUSUM) và tổng tích lũy bình.
Phương pháp CUSUMSQ sẽ được sử dụng để xác định tính ổn định của mô hình hồi quy Tác giả sẽ xem xét tất cả các yếu tố này khi xây dựng mô hình đề xuất.
Bảng 1 Tổng hợp các nghiên cứu trước về tính ổn định của cầu tiền
Tác giả Quốc gia nghiên cứu Biến trong mô hình Phương pháp nghiên cứu Kết quả thu được
Tính ổn định của hàm cầu tiền tại Anh
• Độc lập: GDP Real , ir
Kỹ thuật VPR được phát triển bởi Cooley và Prescott (1973a, 1973b)
• GDP Real (+), ir (-) có ý nghĩa thống kê
• Trong dài hạn cầu tiền ổn định M3 ổn định hơn M1
• Các biện pháp cô lập tính ổn định của cầu tiền trong ngắn hạn không có tác dụng
Công nghiệp phát triển EC và G7 (1950s, 60s, 70s, 80s)
Income Real , ir long , ir short , Inf
Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM ( Error Correction Model )
• Income Real (+) ; ir Long , ir Short & Inf (-)
• Cầu về tiền rộng M2, M3 thì thường xuyên ổn định hơn so với cầu tiền hẹp M1
• Trong số các nước châu Âu, Đức là một quốc gia có hàm cầu tiền tương đối ổn định
Năm quốc gia công nghiệp
Mô hình ước lượng Stock-Watson lên các vec tơ đồng liên
• Độ co giãn của thu nhập thực không đồng nhất làm cho hàm cầu tiền mất ổn định trong dài hạn
Canada, Anh, và Tây Đức
(1974 - 1990) kết được xác định từ kiểm định Johansen
• Trong dài hạn hàm cầu tiền M1 ổn định
Tính ổn định của hàm cầu tiền tại Trung Quốc (1990Q4 – 2007Q2)
Income Real , ir Real , sp Real , ir Real *, Inf
Mô hình phân phối trễ tự hồi quy (Autoregressive distributed lag - ARDL) trong mạng đồng liên kết
• Income Real , sp Real (+) ; ir Real *, Inf (-) có ý nghĩa thống kê
Mối quan hệ bền vững giữa M2 và các yếu tố tác động như thu nhập thực, lạm phát, lãi suất nước ngoài, và giá cổ phiếu cho thấy sự tương tác phức tạp trong nền kinh tế Những yếu tố này không chỉ ảnh hưởng đến M2 mà còn phản ánh tình hình tài chính và đầu tư của thị trường.
• Chỉ số chứng khoán tác động trong cả dài hạn và ngắn hạn đến cầu tiền
Tính ổn định của hàm cầu tiền và mô hình dự báo lạm phát tại bốn quốc gia Đức, Pháp, Tây Ban Nha và
• Độc lập: GDP Real , ir Real , Inf
Mô hình véc tơ tự hồi quy Var, phương pháp kiểm định FIML và mô hình hồi quy FM-OLS
• GDP Real (+) ; ir Real , Inf (-)
• Hàm cầu tiền tổng của EMU-4 thì bền vững trong dài hạn trong tất cả các phương pháp kiểm định
Việc thành lập EMU không ảnh hưởng đến hàm cầu tiền tại EMU-4, Đức và Tây Ban Nha; tuy nhiên, có ít nhất một kiểm định cho thấy sự thay đổi trong cấu trúc hàm cầu tiền tại Pháp và Italia.
Nghiên cứu dòng tiền tại EMU-4 là yếu tố quan trọng giúp dự báo lạm phát cho các quốc gia trong khu vực này, đặc biệt là những nước có hàm cầu tiền không ổn định như Pháp và Italia.
Tính ổn định của cân bằng về tiền tại
Bangladesh và mối quan hệ giữa việc tăng cung tiền với lạm phát
Income Real , ir deposite , ir*, reer nominal
Mô hình hiệu chỉnh sai số trong cách tiếp cận đồng liên kết Johansen
• Income Real , ir deposite , reer nominal (+) ; ir* (-)
• Tồn tại một mối quan hệ nhân quả trong dài hạn của tăng cung tiền và lạm phát Hàm cầu tiền ổn định
ƯỚC LƯỢNG HÀM CẦU TIỀN VIỆT NAM TỪ CÁC PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM
Giới thiệu
Trong bối cảnh nền kinh tế biến động, việc điều hành chính sách tiền tệ (CSTT) cần dựa trên lý thuyết và thực nghiệm để đạt hiệu quả cao Nghiên cứu hàm cầu tiền đóng vai trò quan trọng trong phân tích chính sách vĩ mô Trong thị trường tiền tệ, hàm cung và cầu tiền tạo nên đường LM trong mô hình IS-LM, giúp hiểu rõ hơn về các yếu tố ảnh hưởng đến nền kinh tế.
Lãi suất đóng vai trò quan trọng trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ (CSTT) đến các chỉ số kinh tế chính Sự ổn định của hàm cầu tiền cho phép ngân hàng trung ương (NHTƯ) theo dõi biến động và điều chỉnh cung tiền một cách hợp lý, nhằm tránh tình trạng thiếu hụt hoặc dư thừa cung tiền, từ đó giảm thiểu sự biến động lãi suất và ảnh hưởng tiêu cực đến các yếu tố kinh tế khác.
Nghiên cứu về hàm cầu tiền là một lĩnh vực quan trọng, đóng vai trò nền tảng trong việc xây dựng chính sách tiền tệ hiệu quả Theo Sriram (1999c), lịch sử nghiên cứu này đã tồn tại lâu dài với những công trình tiêu biểu của Fisher (1911), Keynes (1936) và Friedman (1956) Các phương pháp ước lượng đa dạng đã đưa ra nhiều kết luận khác nhau, đồng thời nhấn mạnh tầm quan trọng của việc lựa chọn mô hình phù hợp và cập nhật các yếu tố mới trong bối cảnh kinh tế biến đổi Tuy nhiên, ở Việt Nam, số lượng nghiên cứu định lượng về cầu tiền còn hạn chế, chủ yếu dừng lại ở các mô hình cụ thể như VAR hoặc VECM (Hà Huỳnh Hoa, 2008; Nguyen & Pfau, 2010) Do đó, cần thiết phải tiếp tục nghiên cứu hàm cầu tiền để phản ánh chính xác hơn thực trạng nền kinh tế.
Nghiên cứu của năm 2008 chỉ ra rằng biến lãi suất tín phiếu kho bạc và sự mất giá của đồng nội tệ ảnh hưởng đến hàm cầu tiền Đồng thời, Nguyen và Pfau (2010) cũng cho thấy lãi suất tiền gửi ngoại tệ và chỉ số chứng khoán có tác động đến hàm cầu tiền.
53 kết luận là ổn định trong giai đoạn 1996–2006 (Hà Huỳnh Hoa, 2008) và giai đoạn 1999–2010 (Nguyen & Pfau, 2010)
Theo Luật Ngân hàng Nhà nước, mục tiêu của chính sách tiền tệ (CSTT) là ổn định giá trị đồng tiền thông qua chỉ số lạm phát Trong các năm 2008 và 2011, khi cung tiền mở rộng, chỉ số CPI tăng cao lần lượt 23,12% và 18,68%, dẫn đến việc CSTT được thắt chặt ngay sau đó Tỷ giá thực đa phương cho thấy NEER giảm 16,65% trong khi REER tăng gần 39,82% từ tháng 12/2007 đến tháng 12/2014, cho thấy VND lên giá và hàng hóa trong nước mất tính cạnh tranh Giá vàng giai đoạn 2007–2011 biến động mạnh hơn so với giai đoạn 2003–2007, và sau giai đoạn đấu thầu vàng từ tháng 03/2013 đến 12/2013, hoạt động đầu cơ trên thị trường vàng đã giảm Mặt bằng lãi suất, bao gồm lãi suất tiền gửi, cho vay và tín phiếu kho bạc, đã tăng cao tương ứng với tình hình lạm phát gia tăng vào năm 2008 và 2011 Để kiềm chế lạm phát, tín dụng được thắt chặt vào năm tiếp theo (2009, 2012).
Hình 5 Tăng trưởng cung tiền M2 (trái), chỉ số CPI (phải) giai đoạn 2003–2014
Nguồn: Dữ liệu thống kê tài chính quốc tế (IFS) của quỹ tiền tệ quốc tế (IMF)
Hình 6 NEER và REER của VN giai đoạn 12/2003–12/2014
Nguồn: Zsolt (2012) tính toán và được cập nhật dữ liệu đến 06/2015
Hình 7 Diễn biến giá vàng trong nước giai đoạn 12/2003–12/2014
Nguồn: Tổng cục thống kê, Vietstocks
Giá vàng SJC trong nước (Triệu VNĐ/Lượng)
Lãi suất tiền gởi (%)Lãi suất tín phiếu kho bạc (%)Lãi suất cho vay (%)
Hình 8 Lãi suất tiền gởi, lãi suất cho vay, lãi suất tín phiếu kho bạc của VN giai đoạn 12/2003–12/2014
Nghiên cứu này dựa trên dữ liệu từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) nhằm phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến hàm cầu tiền tại Việt Nam trong giai đoạn 12/2003 – 12/2014, với việc bổ sung hai yếu tố mới là tỷ giá thực đa phương và giá vàng Sự khác biệt trong kết quả hàm cầu tiền giữa các nghiên cứu trước đó có thể do lựa chọn biến chi phí cơ hội, mô hình ước lượng và giai đoạn nghiên cứu khác nhau Nghiên cứu sử dụng mô hình vector hiệu chỉnh sai số và mô hình hồi quy đồng liên kết, trong đó mô hình hồi quy đồng liên kết giúp khắc phục vấn đề tương quan chuỗi và hiện tượng nội sinh Kết quả từ hai mô hình này sẽ được so sánh và phân tích, cho thấy rằng mô hình hồi quy đồng liên kết phản ánh tốt hơn các yếu tố tác động đến hàm cầu tiền, đồng thời phát hiện thêm các yếu tố mới Từ đó, nghiên cứu đưa ra một số khuyến nghị trong việc hoạch định chính sách tiền tệ tại Việt Nam.
Phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu áp dụng các phương pháp định lượng như kiểm định trước hồi quy, mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM), và các kỹ thuật hồi quy đồng liên kết bao gồm hồi quy hiệu chỉnh toàn phần bình phương bé nhất (FMOLS), hồi quy đồng liên kết Canonical (CCR), và hồi quy động bình phương bé nhất (DOLS).
2.1 Mô hình nghiên cứu lrm1s = f(lrgolds − , lrips + , vnindex +/− , reer +/− , rfidr − , rfitbr − , cpi − ) (3.1) lrm2s = f(lrgolds − , lrips + , vnindex +/− , reer +/− , rfitbr − , cpi − ) (3.2)
Mô hình nghiên cứu được thiết lập dựa trên các phương trình (3.1) và (3.2), trong đó ký hiệu (+) hoặc (-) thể hiện kỳ vọng dấu Các biến được lựa chọn dựa trên cơ sở lý thuyết và nghiên cứu trước đó Giả thiết M D = M S được đưa ra, cùng với cung tiền thực M1 (lrm1s) và cung.
Biến phụ thuộc trong nghiên cứu này là 56 tiền thực M2 (lrm2s), trong khi biến quy mô được xác định là giá trị sản xuất công nghiệp thực trong nước (lrips) Các biến chi phí cơ hội bao gồm giá vàng thực trong nước (lrgolds), chỉ số VN-Index (vnindex), tỷ giá thực đa phương (reer), lãi suất tiền gửi thực (rfidr), lãi suất tín phiếu kho bạc thực (rfitbr) và chỉ số giá tiêu dùng (cpi).
Dữ liệu được thu thập từ tháng 12/2003 đến tháng 12/2014 từ các nguồn như Tổng cục Thống kê (GSO), Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF), Vietstocks và Zsolt (2012) Để phục vụ nghiên cứu, tác giả đã chọn và định nghĩa các biến theo Bảng 3 Các biến lrm1s, lrm2s, lrgolds, lrips đã được điều chỉnh để loại bỏ tính mùa vụ bằng cách sử dụng biến giả mùa vụ Lãi suất tiền gửi thực và lãi suất tín phiếu kho bạc thực được tính theo công thức ir=(in-𝜋)/(1+𝜋), trong đó ir, in, 𝜋 lần lượt là lãi suất thực, lãi suất danh nghĩa và tỷ lệ lạm phát, với CPI làm chỉ số đại diện Từ tháng 12/2003 đến tháng 3/2009, dữ liệu giá vàng danh nghĩa không thu thập được và tác giả đã ước lượng dữ liệu này theo công thức goldt-1 = goldt * 100 / chỉ số giá vàng, trong đó chỉ số giá vàng mô tả giá vàng hiện tại so với tháng trước Giá vàng theo tháng được tính trung bình từ giá vàng của các ngày trong tháng.
Bảng 3 Mô tả các biến, định nghĩa và nguồn dữ liệu
Tên yếu tố vĩ mô Kí hiệu Định nghĩa Nguồn dữ liệu Cung tiền thực
M1 lrm1s Lượng cung tiền được chọn là cung tiền M1
IFS từ quỹ tiền tệ quốc tế
M2 lrm2s Lượng cung tiền được chọn là cung tiền M2
Lãi suất tiền gởi thực rfidr
Lãi suất huy động tiền gởi thực, trung bình kì hạn 3 tháng của bốn ngân hàng thương mại lớn ở VN theo tháng
Lãi suất tín phiếu kho bạc thực rfitbr Là lãi suất tín phiếu kho bạc thực, kì hạn 1 năm theo tháng
Chỉ số giá tiêu dùng cpi Là chỉ số giá tiêu dùng theo tháng có năm gốc 2010
Là giá vàng trong nước (giá bán) trung bình trong tháng có loại bỏ yếu tố giá, hiệu chỉnh mùa vụ và lấy logarith tự nhiên
Tổng cục thống kê và Vietstocks
Giá trị sản xuất công nghiệp thực lrips
Là giá trị sản xuất của toàn ngành công nghiệp trong nước trong tháng có loại bỏ yếu tố giá, hiệu chỉnh mùa vụ và lấy logarith tự nhiên
Chỉ số VN-Index vnindex
Chỉ số VN-Index là chỉ số đóng cửa trung bình trong tháng, có dạng phần trăm
Tỷ giá thực đa phương reer
Tỷ giá thực đa phương được tính ứng với rổ hàng hóa của
138 nước có giao dịch ngoại thương với VN theo tháng
Zsolt (2012) tính toán và được cập nhật dữ liệu đến 06/2015
Kết quả thống kê mô tả các biến trong giai đoạn 12/2003–12/2014 cho thấy tổng số quan sát là 133, không có quan sát nào bị thiếu Đơn vị tính cho biến giá trị là VND, và các biến dữ liệu có sự biến động lớn qua độ lệch chuẩn Cụ thể, giá vàng SJC có giá trị trung bình là 23.500.000 VNĐ/lượng, nhưng độ lệch chuẩn lên tới 12.100.000 VNĐ/lượng Đặc biệt, trong giai đoạn 2011–2012, giá vàng đã tăng mạnh, thể hiện rõ rệt qua các số liệu thống kê.
Chỉ số VN-index đạt đỉnh 1.110 điểm vào năm 2007, phản ánh sự tăng trưởng của thị trường chứng khoán Trong khi đó, lãi suất tiền gửi và lãi suất tín phiếu kho bạc cũng gia tăng theo xu hướng lãi suất trong năm 2008 Chỉ số CPI, với năm gốc là 2010, ghi nhận giá trị thấp nhất là 51,8 vào tháng 3/2003 và cao nhất là 144,8 vào tháng 8/2014, dẫn đến giá trị trung bình CPI ở Việt Nam dưới 100 Dựa trên các kết quả này, dữ liệu cho thấy tính hợp lý và đầy đủ, cho phép tiến hành các bước phân tích tiếp theo.
Bảng 4 Kết quả thống kê mô tả
Biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Nhỏ nhất Lớn nhất m1 133 5,04x10 14 2,69x10 14 1,57x10 14 1,20x10 15 m2 133 1,99x10 15 1,32x10 15 3,78x10 14 5,02x10 15 gold 133 23500000 12100000 7923848 44600000 ip 133 8,03x10 13 5,39x10 13 2,09x10 13 2,32x10 14 vnindex 133 483,2438 206,9747 164,9674 1110,986 reer 133 101,0071 0,1221009 100,8086 101,2978 fidr 133 8,856887 2,977005 4,92 17,16 fitbr 133 7,523451 2,895747 3,34 15,6 cpi 133 95,73148 31,18521 51,83432 144,8551
Kết quả và thảo luận
Tác giả bắt đầu bằng việc kiểm tra tính dừng của dữ liệu thông qua kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF), đồng thời xem xét tính phá vỡ cấu trúc để củng cố kết luận về tính dừng Kết quả cho thấy tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc 1, với không có sự khác biệt giữa hai kết quả kiểm định Điều này là điều kiện tiên quyết cho việc thực hiện hồi quy đồng liên kết Các tiêu chí FPE, AIC, HQIC, và SBIC đều chỉ ra rằng độ trễ 2 là độ trễ phù hợp cho mô hình Cuối cùng, kiểm định tự tương quan Johansen xác nhận sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mô hình, tạo cơ sở cho việc thực hiện hồi quy theo mô hình đã đề xuất.
Bảng 5 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Kiểm định ADF Kiểm định ADF có xét tính phá vỡ cấu trúc Sai phân bậc 0
Sai phân bậc 0 Tháng Sai phân bậc 1 Tháng lrm1s -2,582 -5,920* 1 -3,812 2011m2 -8,845* 1 2008m2 lrm2s -2,854 -7,474* 1 -4,475 2006m12 -7,724* 1 2008m2 lrgolds -0,522 -7,859* 1 -3,569 2011m2 -10,484* 1 2006m6 lrips -1,959 -13,315* 1 -4,081 2010m11 -13,576* 1 2011m8 vnindex -2,532 -6,587* 1 -5,458 2007m11 -7,895* 1 2007m3 reer -2,334 -8,891* 1 -3,379 2010m7 -9,926* 1 2008m12 rfidr -0,518 -10,342* 1 -3,728 2007m12 -14,997* 1 2007m1 rfitbr -0,923 -7,532* 1 -3,261 2008m2 -10,214* 1 2008m7 cpi -2,220 -4,758* 1 -3,205 2010m11 -6,351* 1 2010m9 Ghi chú: Zt ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%,
Bảng 6 Kết quả lựa chọn độ trễ tối ưu Độ trễ LR FPE AIC HQIC SBIC
Bảng 7 Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen
(* 1 ), (* 5 ): lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5%,
Trong ngắn hạn, kết quả cầu tiền thực M1 bị ảnh hưởng bởi các yếu tố như vnindex, reer, rfitbr và cpi Mô hình VECM chỉ ra rằng có sự tồn tại của mối quan hệ trong ngắn hạn giữa các biến này.
Hệ số ECT(-1) âm có ý nghĩa thống kê, cho thấy khi cầu tiền thực M1 không đạt giá trị cân bằng, trong kỳ tiếp theo, cầu tiền thực M1 sẽ điều chỉnh tăng khoảng 3.4% để trở về mức cân bằng Phương trình lrm1s trong ngắn hạn được điều chỉnh tương ứng với sự thay đổi này.
∆lrm1s = -0,0340634 ECT(-1) + 0,0617752 ∆lrm1s(-1) + 0,0471475 ∆lrgolds(-1) + 0,0270579 ∆lrips + 0,0001469 ∆vnindex(-1) + 0,4521859 ∆reer(-1) -
Bảng 8 Kết quả cầu tiền thực M1 trong ngắn hạn
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Giá trị p
- ghi chú: *, **, *** lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Biến động giá vàng không chỉ phản ánh tình hình ngắn hạn mà còn ảnh hưởng đến tâm lý người tiêu dùng Khi giá vàng tăng cao, người dân thường đổ xô mua vàng vì lo ngại giá sẽ tiếp tục tăng Tuy nhiên, nhu cầu này có thể không được đáp ứng đầy đủ do một số yếu tố, bao gồm nguồn cung vàng trong nước chưa kịp thời, việc hạn chế bán ra để chờ giá tăng thêm, và các biện pháp của Chính phủ nhằm ổn định đồng nội tệ cũng như quản lý chặt chẽ thị trường vàng.
Khi thị trường chứng khoán tăng điểm, nhu cầu giữ tiền của người dân chỉ tăng nhẹ (0,01469%) Theo Friedman (1956), cầu tiền có mối quan hệ nghịch biến với suất sinh lợi kỳ vọng của cổ tức Kết quả này cũng tương tự như phát hiện của Nguyen và Pfau (2010), cho thấy niềm tin của người dân vào thị trường chứng khoán có ảnh hưởng quan trọng đến hành vi đầu tư.
VN chưa thật sự vững chắc Trong ngắn hạn, nhà đầu tư có thể chốt khoản tiền lời
Khi chứng khoán tăng điểm, nhu cầu về tiền của người dân có xu hướng tăng lên, thay vì chỉ chờ nhận cổ tức Điều này có thể do quy mô thị trường chứng khoán Việt Nam còn nhỏ, với vốn hóa thị trường/GDP dưới 40% theo Ủy ban Chứng khoán Nhà nước tháng 11/2016, và số lượng người dân nắm giữ tài sản dưới dạng chứng khoán vẫn còn hạn chế, dẫn đến hiện tượng này.
Biến tỷ giá thực đa phương có ảnh hưởng mạnh mẽ đến cầu tiền thực M1 với mức ý nghĩa 5% Đây được coi là chi phí cơ hội của việc giữ tiền, thường có mối quan hệ ngược chiều với cầu tiền Tuy nhiên, theo cách tiếp cận thay thế tài sản, khi đồng nội tệ mất giá, người dân có xu hướng nắm giữ nhiều tài sản hơn vì hàng hóa trong nước trở nên rẻ hơn so với hàng hóa nước ngoài Do đó, để mua sắm nhiều tài sản trong nước bằng đồng nội tệ, nhu cầu giữ tiền bằng nội tệ sẽ gia tăng (Hà Huỳnh Hoa, 2008).
Lãi suất tiền gửi thực không có ý nghĩa thống kê, theo quan điểm của Friedman, cầu tiền ít nhạy cảm với lãi suất Người dân luôn mong muốn lãi suất thực dương khi gửi tiền Trong bối cảnh lạm phát cao ở Việt Nam, lãi suất thực có thể âm, dẫn đến hiện tượng bẫy thanh khoản Hiện tượng này xảy ra khi Ngân hàng Trung ương nới lỏng chính sách tiền tệ nhưng không đạt được hiệu quả mong muốn Khi đến một giới hạn nhất định, việc bơm tiền của Ngân hàng Trung ương không thể làm giảm lãi suất hơn nữa, khiến cầu tiền theo lãi suất trở nên co giãn hoàn toàn Thêm vào đó, việc Ngân hàng Nhà nước áp dụng trần lãi suất huy động cũng làm giảm sức hấp dẫn của việc gửi tiết kiệm.
Theo kết luận của Freidman (1956), lãi suất tín phiếu kho bạc thực có mối quan hệ nghịch biến với cầu tiền thực M1, với ý nghĩa thống kê đạt 1% Tuy nhiên, tác động này tương đối nhỏ do kênh đầu tư này có rủi ro thấp, dẫn đến mức độ hấp dẫn về suất sinh lợi kỳ vọng cũng giảm Điều này giải thích lý do tại sao tác động của lãi suất tín phiếu kho bạc ít ảnh hưởng đến nhu cầu giữ tiền của người dân.
Chỉ số giá tiêu dùng có mối quan hệ trái chiều với cầu tiền thực M1, trong đó M1 được chọn làm cầu tiền hẹp Nhu cầu về tiền M1 chủ yếu phục vụ các mục đích giao dịch hàng ngày.
Trong 62 giao dịch, sự phân chia giữa mục đích đầu cơ và mục đích dự phòng cho thấy cầu tiền thực M1 có ảnh hưởng yếu đến lạm phát.
Trong nghiên cứu dài hạn, các kết quả hồi quy cho thấy tất cả các biến trong các mô hình đều có ý nghĩa thống kê Mô hình DOLS đạt mức độ giải thích cao nhất với 97,1%, vượt trội hơn so với các mô hình VECM (40,7%), FMOLS (84,1%) và CCR (86,9%).
Bảng 9 Kết quả cầu tiền thực M1 trong dài hạn
Mô hình CCR cho kết quả tốt nhất dựa trên mức ý nghĩa và mức độ giải thích, với khả năng khắc phục vấn đề tương quan chuỗi và nội sinh thông qua ma trận hiệp phương sai của phần dư trong dài hạn (Wang & Wu, 2012) Kết quả cho thấy biến giá trị sản xuất công nghiệp thực có tác động tích cực đến cầu tiền thực M1, nghĩa là quy mô sản xuất công nghiệp càng lớn thì nhu cầu giữ tiền của người dân cũng tăng (Hà Huỳnh Hoa, 2008) Ngược lại, lãi suất tín phiếu kho bạc thực lại đồng biến với cầu tiền thực M1, trái với kết luận của Friedman, cho thấy khi người dân có nhu cầu nắm giữ tiền ít hơn, họ sẽ chuyển sang nắm giữ trái phiếu, làm giá trái phiếu tăng và lãi suất giảm Biến giá vàng thực có mối quan hệ nghịch biến với cầu tiền thực M1 trong dài hạn, khẳng định kỳ vọng của nghiên cứu và là phát hiện mới so với các nghiên cứu trước (Hà Huỳnh Hoa, 2008; Nguyen & Pfau, 2010) Trong ngắn hạn, biến tỷ giá thực đa phương lại cho kết quả nghịch biến với cầu tiền thực M1, chứng tỏ người dân có xu hướng giữ ít tiền hơn khi đồng nội tệ mất giá Tại Việt Nam, vàng và ngoại tệ là hai kênh chính để dự phòng cùng với việc giữ tiền, dẫn đến tác động lớn Phương trình hàm cầu tiền thực M1 trong dài hạn được viết lại như sau: lrm1s CCR = 105,9 – 0,245 lrgolds + 0,282 lrips + 0,00031 vnindex – 0,753 reer.
Bảng 9 Kết quả cầu tiền thực M1 trong dài hạn
Biến VECM FMOLS CCR DOLS lrm1s lrm1s lrm1s lrm1s lrgolds -0,4595683** -0,242*** -0,245*** -0,147*
Ghi chú: Độ lệch chuẩn được để trong dấu ()
- *, **, *** lần lượt tương ứng với các mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Mô hình VECM cho thấy có mối quan hệ ngắn hạn với cầu tiền thực M2, thể hiện qua hệ số ECT(-1) âm và có ý nghĩa thống kê Tốc độ điều chỉnh về cân bằng dài hạn của cầu tiền thực M2 chậm hơn so với cầu tiền thực M1 Phương trình ngắn hạn được điều chỉnh tương ứng.
Trong dài hạn, mô hình CCR đạt kết quả tốt nhất với các biến có ý nghĩa thống kê và mức độ giải thích cao (R bình phương) Kết quả cho thấy giá vàng thực và tỷ giá thực đa phương không ảnh hưởng đến cầu tiền thực M2, trong khi biến giá trị sản xuất công nghiệp thực và chỉ số VN-Index vẫn có tác động tích cực.
Kết luận
Nghiên cứu đã áp dụng mô hình vector hiệu chỉnh sai số và mô hình hồi quy đồng liên kết để phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến cầu tiền thực M1 và M2 trong ngắn hạn và dài hạn Kết quả cho thấy, bên cạnh các yếu tố đã được xác định trong nghiên cứu trước, giá vàng và tỷ giá thực đa phương có tác động mạnh và trái chiều đến hàm cầu tiền thực M1 và M2 Hơn nữa, hàm cầu tiền M1 và M2 không thể hiện tính ổn định trong dài hạn khi trải qua cả hai kiểm định CUSUM và CUSUM bình phương.
Chương này phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến hàm cầu tiền Việt Nam, bao gồm mô hình nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu và dữ liệu Phương pháp nghiên cứu áp dụng các kiểm định trước hồi quy, mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM), và các phương pháp hồi quy đồng liên kết như FMOLS, CCR, và DOLS Trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam đang đối mặt với nhiều bất ổn và ảnh hưởng từ kinh tế toàn cầu, việc xác định các yếu tố tác động đến hàm cầu tiền là cần thiết để các nhà quản lý có thể xây dựng chính sách tài chính hiệu quả, thúc đẩy phát triển kinh tế hiện tại và tương lai.
NGHIÊN CỨU TÍNH VỮNG TRONG ƯỚC LƯỢNG KHI MÔ HÌNH HÓA HÀM CẦU TIỀN VIỆT NAM: PHÂN TÍCH VÀ DỰ BÁO
Mô hình hàm cầu tiền
Trong một thị trường tiền tệ cân bằng, lượng cầu tiền được ước lượng bằng với lượng cung tiền (M D = M S) Nghiên cứu về hàm cầu tiền ở Việt Nam được thực hiện dựa trên các mô hình M1 và M2, tham khảo các nghiên cứu trước đó của nhóm tác giả Bài viết này nhằm nghiên cứu sự phá vỡ cấu trúc và tính ổn định của hàm cầu tiền Việt Nam Phương pháp định lượng được áp dụng bao gồm kiểm định tính dừng với biến đổi cấu trúc, lựa chọn độ trễ tối ưu, kiểm tra đồng liên kết với tính phá vỡ cấu trúc, và các kiểm định tính ổn định trong mô hình ARDL, VAR, FMOLS.
Dữ liệu trong nghiên cứu được thu thập từ tháng 12 năm 2003 đến tháng 11 năm 2017, bao gồm các biến cung tiền M1, M2, chỉ số giá tiêu dùng và lãi suất tiền gửi từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) Lãi suất tiền gửi thực được tính theo công thức ir=(in-𝜋)/(1+𝜋), trong đó ir là lãi suất thực, in là lãi suất danh nghĩa và 𝜋 là tỷ lệ lạm phát dựa trên chỉ số giá tiêu dùng Giá trị sản xuất công nghiệp cũng được ghi nhận trong giai đoạn này.
Tổng cục Thống kê (GSO) cung cấp giá vàng (G s ) và thông tin từ trang doij.com Nghiên cứu sử dụng VN-index (St s ) làm đại diện cho chỉ số giá chứng khoán tại Việt Nam, thông tin được lấy từ cophieu68.com Tỷ giá thực đa phương (REER s ) được tính toán cho 138 quốc gia.
72 có quan hệ thương mại với Việt Nam từ Darvas (2012) đã cập nhật đến giai đoạn nghiên cứu
2.3 Các kiểm định về xét sự biến đổi cấu trúc trong nghiên cứu
2.3.1 Kiểm định ADF có xét sự biến đổi về cấu trúc
Kiểm định ADF có tính đến sự biến đổi cấu trúc nhằm tránh kết luận sai về dữ liệu dừng Mô hình kiểm định đơn vị có xét sự biến đổi cấu trúc được đề xuất bởi Perron-Vogelsang và Clemente-Montanes-Reyes (IHS Global Inc., 2015, chương 36, trang).
Trong nghiên cứu, một số biến được xác định trước khi áp dụng phương trình kiểm định Đầu tiên, biến hằng số phá vỡ cấu trúc được ký hiệu là DU T t ( ) b = 1 cho t ≥ T b, và bằng 0 trong trường hợp ngược lại Thứ hai, biến xu hướng phá vỡ cấu trúc cũng được mô tả trong bối cảnh này.
Biến giả D T t được định nghĩa là 1 khi t = T b và bằng 0 trong trường hợp ngược lại Để kiểm định nghiệm đơn vị với sự biến đổi cấu trúc, phương trình được mô tả qua công thức (5).
- Dữ liệu có xu hướng, có biến hằng số, biến xu hướng phá vỡ cấu trúc
Trong đó: yt: chuỗi số liệu trong khoảng thời gian xem xét k: chiều dài độ trễ ut: nhiễu trắng βt: biến xu hướng, có giá trị từ 1 đến n
Giả thuyết H0 cho rằng chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị và không có sự phá vỡ cấu trúc (α = 0), trong khi H1 cho rằng biến không có nghiệm đơn vị (α < 0) Sau khi thực hiện kiểm định, nếu kết quả cho thấy có nghiệm đơn vị (δ = 0, chấp nhận H0), ta kết luận chuỗi dữ liệu không dừng Ngược lại, nếu kết quả chỉ ra không có nghiệm đơn vị (δ < 0, bác bỏ H0), chuỗi dữ liệu được coi là dừng và có tính phá vỡ cấu trúc, tương ứng với thời gian phá vỡ cấu trúc đã được xác định.
2.3.2 Kiểm định đồng liên kết có xét sự phá vỡ cấu trúc
Mô hình GH1: Thay đổi bậc (level shift)
Mô hình GH2: Thay đổi bậc có xu hướng (level shift with trend)
Mô hình GH2: Thay đổi cơ chế (regime shift)
Mối quan hệ dài hạn có thể bị ảnh hưởng bởi sự phá vỡ cấu trúc, như được nghiên cứu bởi Gregory & Hansen (1996) Trong các phương trình (6), (7) và (8), biến phụ thuộc Y t và tập hợp các biến độc lập X t được xác định bởi các hằng số và hệ số góc 1 , 2 trước khi xảy ra biến đổi cấu trúc, cũng như 11 , 22 sau khi biến đổi xảy ra Biến DU tb nhận giá trị 1 nếu t > b và 0 nếu t ≤ b, trong đó t là biến xu hướng và b là thời gian xảy ra sự phá vỡ Biến xu hướng được ký hiệu là t và thống kê ADF (Augmented Dickey-Fuller) được sử dụng để phân tích.
Gregory và Hansen (1996) đã đề xuất một phương pháp tính toán trong nghiên cứu đồng liên kết Trong mỗi mô hình, giả thuyết H0 được thiết lập là không có sự tồn tại của đồng liên kết có tính phá vỡ cấu trúc, và sẽ bị bác bỏ nếu thống kê nhỏ hơn giá trị ý nghĩa tương ứng Ngược lại, giả thuyết H1 cho rằng có sự tồn tại của đồng liên kết với tính phá vỡ cấu trúc.
2.3.3 Kiểm định Chow về sự biến đổi cấu trúc
Trong kiểm định Chow về sự biến đổi cấu trúc, phương trình (9) thể hiện mô hình hồi quy OLS cho toàn bộ thời gian nghiên cứu Khi phát hiện sự biến đổi cấu trúc, mô hình hồi quy sẽ được phân tách thành hai mô hình khác nhau theo phương trình (10).
Kiểm định Chow sử dụng giả thuyết H0 với điều kiện 1 = 1 và 2 = 2, cùng với việc đề xuất một thống kê F Nếu giá trị F tính toán cho thấy ý nghĩa thống kê, kết luận sẽ là mô hình (9) không có sự biến đổi cấu trúc Ngược lại, nếu giá trị F không có ý nghĩa thống kê, thì mô hình (9) sẽ được coi là có sự biến đổi cấu trúc.
2.3.4 Kiểm định tính ổn định
Trong mô hình ARDL, nghiên cứu áp dụng kiểm định CUSUM và CUSUM bình phương để đánh giá tính ổn định của các hệ số hồi quy Nếu giá trị tính toán vượt quá mức ý nghĩa đã định, kết luận là không ổn định Đối với mô hình FMOLS, các thống kê Lc, MeanF và SupF được sử dụng để kiểm tra tính ổn định của các thông số ước lượng, với giả thuyết H0 cho rằng các thông số này ổn định SupF thích hợp cho việc xem xét sự thay đổi cấu trúc theo thời gian, trong khi MeanF kiểm tra mối quan hệ ổn định của mô hình Thống kê Lc được áp dụng khi khả năng biến thiên của tham số ổn định trong suốt mẫu Trong mô hình VAR, Hansen và Johansen (1999) đề xuất kiểm định mức độ biến động cho các giá trị riêng và kiểm định Nyblom, với giả thuyết H0 cho rằng các tham số ước lượng không đổi.
3 Kết quả và thảo luận
3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị
Bảng 12 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Kiểm định ADF Kiểm định ADF có xét tính phá vỡ cấu trúc Sai phân bậc 0
Sai phân bậc 0 Tháng Sai phân bậc 1 Tháng lnM1 d s -2.324 -7.796 *1 -4.056 2011m3 -12.481 *1 2008m2 lnM2 d s -2.324 -9.244 *1 -4.889 2011m3 -13.359 *1 2008m1 lnG s -0.864 -8.437 *1 -4.273 2009m9 -11.005 *1 2006m6 lnY p -2.211 -14.782 *1 -4.548 2012m2 -15.014 *1 2011m8
Ghi chú: Zt ở mức 1% = -4,018 ( *1 ), 5% = -3,441 ( *5 ), 10% = -3,141 ( *10 ) (Kiểm định ADF);
Zt ở mức 1% = -5,57 ( *1 ), 5% = -5,08 ( *5 ), 10% = -4,82 ( *10 ) (Kiểm định ADF có xét tính phá vỡ cấu trúc)
Bảng 12 trình bày kết quả kiểm định nghiệm đơn vị với tính phá vỡ cấu trúc Ở mức ý nghĩa 1%, tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc 1 Thời gian thay đổi cấu trúc của biến cung tiền M1, M2 phản ánh đúng thực tế Vào năm 2008 và 2011, lãi suất cao và chính sách tiền tệ thắt chặt trùng khớp với sự phá vỡ cấu trúc của cung tiền M1, M2 Cụ thể, lượng cung tiền có dấu hiệu tăng đột biến vào năm trước đó.
Trong giai đoạn từ 2007 đến 2011, các biện pháp kiểm soát lạm phát đã được thắt chặt một cách mạnh mẽ (Phạm Đình Long và Bùi Quang Hiển, 2017) Đỗ Khắc Hưởng và Tô Trung Thành cũng nhấn mạnh tầm quan trọng của các chính sách này trong việc duy trì sự ổn định kinh tế.
Năm 2007, dòng vốn ngoại vào Việt Nam gia tăng do chênh lệch lãi suất, dẫn đến việc tăng lượng ngoại tệ trong nước Ngân hàng Nhà nước (NHNN) đã có những biện pháp tăng cường dự trữ ngoại hối nhằm thu hút lượng ngoại tệ này Chính sách tiền tệ trung hòa được áp dụng để hạn chế lạm phát thông qua việc tăng dự trữ bắt buộc, nâng lãi suất tiền gửi và thực hiện các nghiệp vụ thị trường mở, đặc biệt trong bối cảnh áp lực giảm phát.