Mô hình chuỗi thời gian phi tuyến trong phân tích dự báo các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô ở Việt Nam.PDF

PHẦN MỞ ĐẦU Sự cần thiết đề tài Vấn đề phân tích dự báo tiêu kinh tế vĩ mô đề tài quan trọng cấp thiết, quốc gia phát triển Việt Nam, kinh tế mở có quy mơ nhỏ nên dễ bị tổn thương với biến động bất lợi từ bên Trong điều kiện kinh tế giới nói chung kinh tế Việt Nam nói riêng ngày xuất nhiều thường xuyên yếu tố bất ổn định việc phân tích dự báo xác động thái tiêu kinh tế vĩ mơ có ý nghĩa quan trọng điều hành sách, ổn định kinh tế vĩ mơ Một kết phân tích dự báo tốt giúp kinh tế tránh đổ vỡ, hạn chế rủi ro tận dụng hội để phát triển Do đó, việc nghiên cứu tìm kiếm phương thức dự báo thích hợp cho tiêu kinh tế vĩ mô Việt Nam việc quan trọng Như biết, lý thuyết kinh tế từ lâu trung tâm việc xây dựng mơ hình kinh tế lượng, mơ hình kinh tế lượng thường xây dựng dựa giả thiết, yêu cầu thách thức hệ số bất biến theo thời gian Nếu giả thiết tính bất biến hệ số vi phạm kết ước lượng từ mơ hình bị thiên lệch Theo nghiên cứu Teräsvirta [76], kết ước lượng từ mơ hình tuyến tính mà sai lệch so với thực tế có lẽ bị bác bỏ từ lâu thực tế điều khơng xảy Tuy nhiên, có tình mà mơ hình tuyến tính khơng thể diễn đạt nghĩa lý thuyết kinh tế gắn với liệu vĩ mô Trên thực tế, từ cuối năm 1990 cho thấy việc áp dụng mơ hình chuỗi thời gian tuyến tính phân tích thực nghiệm tài kinh tế vĩ mơ khơng cịn phù hợp số nước có phát triển mạnh mẽ hệ thống tài chính, thay đổi cấu thành tố tiền, thay đổi thể chế sách, khủng hoảng dầu mỏ, khủng hoảng lương thực, biến động chu kỳ kinh tế mà chí định hướng phát triển cụ thể mà can thiệp sách phải thực nhanh mạnh lãi suất, cung tiền, tỷ giá khối lượng tín dụng Những thay đổi gây ảnh hưởng đột ngột tới hệ thống tài biến kinh tế vĩ mô làm cho dãy số thời gian xuất quan hệ phi tuyến Chính thế, mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến ngày có vị trí vững lĩnh vực mơ hình hóa tài kinh tế vĩ mơ Trước đây, đối mặt với trường hợp phi tuyến, nhà mơ hình thường xử lý cách lấy xấp xỉ tuyến tính, cách giải nhiều giúp cho nhà mơ hình hóa kinh tế vĩ mô giải số trường hợp phi tuyến Tuy nhiên, cách làm giải số nhỏ trường hợp riêng lẻ khơng có tính triệt để Vì thế, định mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến cho thấy hữu ích thích ứng trường hợp Đối với Việt Nam, việc áp dụng mơ hình truyền thống để phân tích dự báo biến số kinh tế vĩ mô đơi cịn gặp nhiều hạn chế: địi hỏi số liệu phức tạp vượt khả Tổng cục Thống kê, bên cạnh nguồn thơng tin, tư liệu nước thiếu, rời rạc không đầy đủ Những số liệu khơng có Hơn nữa, với nước có kinh tế phát triển Việt Nam cần xét đến yếu tố thể chế, tính mở cửa thị trường, sản xuất liệu có khơng phù hợp với mơ hình truyền thống sử dụng biến giả Tất nhiên, kết thu từ mơ hình tuyến tính sai lệch Câu hỏi nghiên cứu đặt ra: phương pháp để phân tích & dự báo số vĩ mơ phù hợp với hồn cảnh lịch sử phát triễn kinh tế vĩ mô Việt Nam hay khơng? Qua tìm hiểu thực tế cơng tác dự báo Việt Nam, với gợi ý giáo viên hướng dẫn GS Nguyễn Khắc Minh, NCS mạnh dạn lựa chọn mơ hình mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến STAR làm cơng cụ để nghiên cứu luận án tiến sĩ tên đề tài gắn liền với cơng cụ là: “ Mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến phân tích dự báo tiêu kinh tế vĩ mơ Việt Nam” cho cơng trình nghiên cứu Tổng quan cơng trình nghiên cứu có liên quan đến mơ hình hồi quy phi tuyến Tình hình nghiên cứu mơ hình STR ngồi nước Nước ngồi: lớp mơ hình STR vận dụng cho nhiều lĩnh vực: kinh tế, địa lý, khí tượng thu nhiều kết tích cực lý thuyết thực nghiệm Việt Nam: hoi thực chưa có nhiều đúc kết kết luận kinh nghiệm thực tế vấn đề Từ đây, nghiên cứu sinh xác định khoảng trống nghiên cứu là: - Cơ sở lý thuyết lớp mơ hình STR - Khả ứng dụng lớp mơ hình STR vào phân tích số tiêu kinh tế vĩ mô Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu luận án Mục tiêu nghiên cứu luận án bao gồm: - Tổng hợp sở lý thuyết mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn - Trên sở đó, luận án tổng quan tình hình nghiên cứu thực nghiệm lạm phát cầu tiền mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn nước giới - Để rồi, từ rút kinh nghiệm nghiên cứu lạm phát cầu tiền Việt Nam Đối tượng nghiên cứu luận án Với lạm phát: - Phân tích biến động lạm phát Việt Nam giai đoạn nghiên cứu từ năm 2000 đến năm 2011; - Xác định nhân tố ảnh hưởng đến lạm phát Việt Nam giai đoạn nghiên cứu Với cầu tiền: - Phân tích vai trị sách tiền tệ kiểm soát lạm phát, hiệu việc thực thi sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn từ 20002011; - Cơ chế hoạt động truyền dẫn sách tiền tệ đến lạm phát tăng trưởng Phạm vi nghiên cứu - Phạm vi nghiên cứu luận án chủ yếu tập trung vào nghiên cứu họ lớp mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến, số trường hợp riêng họ mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn - Để làm rõ quy trình vận dụng STR vào phân tích vĩ mơ, chúng tơi lựa chọn hai tiêu vĩ mơ quan trọng có tính thời Việt Nam thời gian gần lạm phát, cầu tiền làm đối tượng nghiên cứu Đối với tiêu kinh tế vĩ mô khác, quy trình STR vận dụng cách tương tự Với lý này, dựa sở số liệu thu thập, tác giả xây dựng mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn để phân tích lạm phát cầu tiền Việt Nam Phương pháp nghiên cứu - Phương pháp thống kê; - Phương pháp mơ hình hóa; - Phương pháp phân tích kinh tế lượng Các phần mềm hỗ trợ: phần mềm Eview 7.0; phần mềm Jmulti Đóng góp luận án Thứ nhất, sử dụng mơ hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn STR để phân tích mối quan hệ biến khoảng chênh sản lượng lạm phát Việt Nam; nghiên cứu quan hệ cầu tiền lạm phát Việt Nam; Thứ hai, rằng: kỳ vọng lạm phát, cú sốc cung, khoảng chênh sản lượng có tác động đến lạm phát Khi khoảng chênh sản lượng nhỏ 3,34% lạm phát trì mức ổn định, tốc độ tăng khoảng chênh sản lượng vượt ngưỡng 3,34% nguy lạm phát cao quay trở lại; Thứ ba, mức thay đổi cầu tiền phụ thuộc vào mức thay đổi lạm phát tăng trưởng Tăng trưởng kinh tế ảnh hưởng đến cầu tiền kinh tế, tác động kéo dài đến quý Khi lạm phát mức thấp ngưỡng 5,89% hàm cầu tiền ổn định lạm phát cao ngưỡng 5,89% hàm cầu tiền biến động biến động nhanh Bố cục luận án Ngoài lời mở đầu, kết luận, tài liệu tham khảo danh mục bảng, đồ thị, luận án chia thành ba chương: Chương 1: Tổng quan mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn phân tích kinh tế vĩ mơ Chương 2: Phân tích diễn biến lạm phát, vai trị sách tiền tệ kiểm sốt lạm phát Việt Nam Chương 3: Xây dựng mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến cho phân tích lạm phát, cầu tiền Việt Nam giai đoạn 2000-2011 Chương TỔNG QUAN VỀ MƠ HÌNH HỒI QUY CHUYỂN TIẾP TRƠN TRONG PHÂN TÍCH KINH TẾ VĨ MƠ 1.1 Cơ sở lý thuyết mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn 1.1.1 Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) chuẩn dạng tổng quát: yt = p ' x t + q ' x tG ( g, c, st ) + ut , t = 1, 2, ,T (1.1) Trong đó, ' ' (i) xt = ( z t , w t )‟ véc tơ biến giải thích bao gồm: trễ biến nội sinh biến ngoại sinh; (ii) ' ' z t' = (1, y t - 1, ¼ , y t - p ) , wt = (w1t , ¼ , wkt ) véc tơ biến ngoại sinh; (iii) p = ( p , p 1, ¼ , p m ) q = (q0 , q1, ¼ , qm ) ((m+1)1) véc tơ tham số, với m = p+ k; (iv) ut sai số tuân theo quy luật phân phối chuẩn; (v) G(, c, st) hàm biến chuyển tiếp st bị chặn ( £ G £ ), hàm số liên tục vị trí khơng gian tham số với giá trị st,  tham số (độ dốc) tốc độ hàm chuyển tiếp, c = (c1, …, ck)‟ véc tơ tham số vị trí (tham số ngưỡng) thỏa mãn: c1  …  ck tham số ngưỡng cho biết vị trí mà q trình chuyển tiếp xảy Tùy thuộc vào dạng hàm chuyển tiếp khác nhau, mà ta có mơ hình STR dạng khác Tên mơ hình STR thường gắn liền với tên hàm chuyển tiếp trơn Trong thực nghiệm, người ta hay sử dụng hàm chuyển tiếp hàm có dạng logistic mũ 1.1.2 Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn hàm logistic tổng quát (LSTR) Nếu hàm chuyển tiếp biểu thức (1.1) có dạng hàm logistic tổng quát: ' ' - K ổ ỗỗ1 + exp ỡùùớ - g (s - c )üïïý÷ ÷ , c1 £ c2 £ £ ck , g > (1.3) Õ t k ữ ùợù k = ùỵù ứữ ốỗ Khi ú, phương trình (1.1) (1.3) xác định mơ hình STR G ( g, c, st ) = Dấu „ đầu ký tự π, θ, z, w…trong biểu thức (1.1) ma trận chuyển vị ma trận tương ứng π, θ, z, w logistic (LSTR): ïìï y t = p ' x t + q ' x tG ( g, c, st ) + u t ïï ïí - K ổ ùỡù ùỹ ùù ữ ù ỗ ữ + exp í - g Õ (st - ck )ý÷ ùù G ( g, c, st ) = ỗ ữ ỗ ùợù ùỵ ố k= ùứ ùợ (1.4) Cỏc lựa chọn phổ biến K K = K = 1.1.2.1 Mơ hình LSTR1 Với K =1, hàm chuyển tiếp (1.3) trở thành: G K= 1( g, c, s t ) = ,g > + exp {- g (st - c )} (1.5) Khi st = c, hàm G K= 1( g, c, c) = 0, , nói tham số vị trí c đại diện cho điểm chuyển tiếp hai thời kỳ với lim G K = = lim G K = = st đ - Ơ st đ + ¥ Hình 1.1 Đồ thị hàm LSTR1 với c = - Với γ = cho thấy trình chuyển tiếp GK=1 từ đến tương đối chậm, với γ = 10 cho thấy trình chuyển tiếp diễn nhanh Khi γ = 0, hàm GK=1 = 0,5 Trong trường hợp mơ hình (1.1) mơ hình hồi quy tuyến tính 1.1.2.2 Mơ hình LSTR2 Với K = 2, hàm chuyển tiếp logistic (1.3) trở thành: G K= ( g, c1, c2, s t ) = , c1 £ c2, g > (1.6) + exp {- g(st - c1 )(st - c2 )} Rõ ràng, hàm chuyển tiếp G2 đối xứng quanh điểm c1 + c2 lim G K = = , hàm logistic đạt giá trị cc tiu Giỏ tr cc tiu st đ Ơ nằm 1/2 Khi   , hàm GK=2 đạt giá trị 0; Khi c1 = c2 với  < , hàm GK=2 = 0,5 Khi đó, tham số  kiểm sốt độ dốc vị trí c1 c2 hàm chuyển tiếp Hình 1.2 Đồ thị hàm LSTR2 với c1 = -1, c2 =1 Hình 1.2, mơ tả hàm GK=2 với hai giá trị khác tham số c1 , c2 c1 = - c2 = Khi  = hàm chuyển tiếp G ( , c1 , c2 , st )  0,5 lúc mơ hình LSTR2 trở thành mơ hình hồi quy tuyến tính 1.1.3 Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn hàm mũ (ESTR) Lập luận tương tự trên, hàm chuyển tiếp (1.1) có dạng hàm mũ tổng quát: { } GE ( g, c, st ) = - exp - g (st - c1* ) , g> (1.7) Khi đó, phương trình (1.1) (1.7) xác định mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn mũ (ESTR): ìï y t = p ' x t + q ' x tG E ( g, c, st ) + ut ïï í ïï G E ( g, c, st ) = - exp - g (st - c1* ) , ïỵ { } g> (1.8) Hàm chuyển tiếp GE đơn điệu đối xứng xung quanh st = c1* Nếu tham số độ dốc  nhận giá trị nhỏ trung bình đồ thị hàm ESTR cho hình dạng giống với đồ thị của hàm LSTR2, giá trị cực tiểu chúng khác Hình 1.3 Đồ thị hàm ESTR với c1* = Hình 1.2 hình 1.3 cho thấy hai mơ hình LSTR2 ESTR cho phép tái chuyển đổi cấu trúc Tuy nhiên, mặt trực quan ta nhìn thấy với giá trị γ lớn, trình chuyển tiếp st từ đến trở lại mơ hình ESTR diễn nhanh nhiều so với q trình chuyển tiếp mơ hình LSTR2 q trình chuyển tiếp LSTR2 thường diễn chậm mà khoảng trống hai vị trí c1 c2 lớn Khi    (1.1) với (1.7) trở thành tuyến tính, hàm chuyển tiếp GE =0 st = c1* , GE =1 vị trí cịn lại Do đó, mơ hình ESTR khơng phải xấp xỉ tốt mơ hình LSTR2  mơ hình LSTR2 lớn khoảng cách (c2 – c1 ) không gần 1.1.4 Mơ hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR) Nếu biểu thức (1.1), véc tơ xt chứa: xt = (1, y t - 1, ¼ , y t - p )' mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) chuẩn trở thành mơ hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR) dạng đơn biến có dạng: y t = p + p1y t - + ¼ + p p y t - p + (q0 + q1y t - + ¼ + qp y t - p )´ G ( g, c, y t - d ) + u t (1.9) Vì mơ hình STAR trường hợp đặc biệt mơ hình STR, nên có đầy đủ tính chất mơ hình STR 1.1.5 Mơ hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTAR) Mơ hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTAR) mơ hình tự hồi quy chuẩn hệ số tự hồi quy hàm logistic: ìï y t = p + p 1y t - + ¼ + p p y t - p ïï ïï ïï + (q0 + q1y t - + ¼ + qp y t - p )´ G ( g, c, y t - d ) + u t í ïï K ïï - ïï G ( g, c, y t - d ) = [1 + exp(- g Õ (y t - d – c i ))] i= ïỵ Dễ thấy rằng,  tiệm cận vô cùng, giá trị  khơng đổi mơ hình LSTAR trở thành mơ hình AR(p) Đối với giá trị khác  mức độ phân rã tự hồi quy phụ thuộc vào giá trị yt-d bảng đây: Bảng 1.1 Hành vi yt-d giá trị trung gian y mô hình LSTAR yt-d G(γ, c, ytMơ hình LSTAR d) yt-d  G0 y t = p + p 1y t - + ¼ + p p y t - p + u t ∞ yt-d  G1 y t = (p + q0 ) + (p1 + q1)y t - + ¼ + u t +∞ 1.1.5.1 Mơ hình LSTAR Với K =1 hàm logistic (1.10) là: AR G KLST ( g, c, y t - d ) = =1 1 + exp(- g (y t - d – c)) ( AR Hình 1.4 cho thấy hàm chuyển tiếp G LST biến yt-d tăng từ đến K= Hình 1.4 Đồ thị hàm LSTAR1 với K = 1, γ = 0.01, 3, 20 50 Đồ thị ứng với giá trị thấp  nằm gần đường thẳng G ( , c, st )  1.1.5.2 Mơ hình LSTAR 2: Với K = hàm logistic (1.10) viết sau: AR G kLST ( g, c1, c2 , y t - d ) = =2 K=2 + exp(- g Õ (y t - d – c i )) i= Hình 1.5 cho thấy hàm chuyển tiếp G đối xứng quanh điểm c1 + c , hàm logistic nhận giá trị cực tiểu LST AR k= 10 Hình 1.5 Đồ thị hàm LSTAR với K = 2, γ = 0.01, 3, 20 50 Đồ thị ứng với giá trị thấp  nằm gần đường thẳng G ( , c, st )  1.1.6 Mơ hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn mũ (ESTAR) Tương tự mơ hình STR với hàm chuyển tiếp hàm mũ (ESTR), ta có mơ hình STAR mũ (ESTAR) Đó (1.9) với hàm chuyển tiếp: G = - exp[- g (y t-d – c) ] , g > (1.11) Trong mơ hình ESTAR,  tiếp cận đến vô cùng, giá trị hàm chuyển tiếp G khơng đổi mơ hình ESTAR trở thành mơ hình AR(p) Trong trường hợp cịn lại, mơ hình có tính chất phi tuyến Các hệ số mơ hình ESTAR đối xứng quanh điểm yt-d = c Hành vi yt-d tóm lược sau: 11 Bảng 1.2 Hành vi yt-d mơ hình ESTAR c yt-d G Mơ hình ESTAR yt-d c G0 y t = p + p 1y t - + ¼ + p p y t - p + u t yt-d rời xa G1 y t = (p + q0 ) + (p1 + q1 )y t - + ¼ + u t Hình 1.6 minh họa cho chuyển tiếp mơ hình ESTAR đạt giá trị cực tiểu Vì thế, mơ hình ESTAR thường sử dụng thành cơng chuỗi mơ hình kinh tế vĩ mơ, chẳng hạn tính thay đổi bất thường chuỗi lạm phát Hình 1.6 Đồ thị hàm ESTAR với γ = 0.01, 3, 20 50 12 1.2 Quy trình mơ hình hóa LSTR Quy trình mơ hình hóa LSTR thực theo bốn bước sau: 1.2.1 Thiết lập mơ hình 1.2.2 Ước lượng tham số mơ hình LSTR 1.2.3 Kiểm định thu hẹp mơ hình 1.2.4 Đánh giá chất lượng mơ hình kiểm định 1.4 Tóm tắt chương Ở nước ngồi, việc phát triển sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn STR để phân tích hoạt động kinh tế vĩ mô lĩnh vực khác tiến hành mạnh mẽ nhiều năm thu nhiều kết tích cực lý thuyết thực nghiệm Còn Việt Nam có nhiều hoạt động nghiên cứu kinh tế vĩ mơ mơ hình kinh tế lượng song nghiên cứu dựa lớp mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến cịn hoi thực chưa có nhiều đúc kết kết luận kinh nghiệm thực tế vấn đề Vì vậy, chương luận án tập trung vào số vấn đề sau: - Trình bày sở lý thuyết mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn STR dạng chuẩn, trường hợp đặc biệt - Tổng quan tình hình nghiên cứu lớp mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn STR số nước giới có Việt Nam vào nhiều lĩnh vực khác nhau: kinh tế, địa lý, khí tượng…Dựa vào kinh nghiệm nghiên cứu nước mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn STR mà tác giả tổng kết tư liệu quan trọng cho nghiên cứu 13 Chương PHÂN TÍCH DIỄN BIẾN LẠM PHÁT, VAI TRỊ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ TRONG KIỂM SỐT LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM 2.1 Diễn biến lạm phát Việt Nam giai đoạn từ 2000 đến 2011 Căn theo đồ thị diễn biến lạm phát từ 2000-2011 cho thấy lạm phát Việt Nam có đặc điểm bật là: - Biến động mạnh, với biên độ dao động lớn (-0,5%-19.89%); - Có nhiều đỉnh nhọn xảy năm có tỷ lệ lạm phát đột ngột cao so với năm trước - Xuất tính chu kỳ ngắn hạn Rõ nhất, kể từ 2004-2011 trở đi, tính chu kỳ xuất năm lần, hai năm lạm phát tăng cao có năm lạm phát tăng thấp 25 20 19.89 18.13 15 % 12.63 10 7.3 7.1 6.9 6.7 7.8 9.5 8.4 8.4 6.3 6.6 11.75 8.5 8.2 6.8 5.3 6.52 5.9 0.8 -0.5 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 -5 Năm Tăng trưởng GDP Lạm phát Nguồn: Tổng Cục Thống Kê (GSO 2012), đơn vị % so với năm trước Hình 2.1 Tăng trưởng kinh tế lạm phát, 2000-2011 Điều cho thấy, kiểm soát lạm phát Việt Nam giai đoạn 20002011 chưa thành cơng, cịn tiềm ẩn nhiều bất ổn 2.4 Phân tích nhân tố định đến lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000-2011 Dựa kiến thức có từ việc khảo sát tình hình diễn biến biến động lạm phát Việt Nam suốt giai đoạn nghiên cứu từ 20002011, cho thấy nguyên nhân lạm phát Việt Nam bị ảnh hưởng nhân tố sau 14 2.4.1 Lạm phát bị ảnh hưởng nhân tố tâm lý, kỳ vọng 2.4.2 Ảnh hưởng nhân tố thay đổi sản lượng 25 120 20 100 15 80 10 60 40 -5 20 20002001 20022003 20042005 20062007 20082009 20102011 Năm Lạm phát(%) 15 giá dầu(USD/thùng) USD/thùng %/năm 2.4.3 Ảnh hưởng từ giá dầu giới 2.4.4 Ảnh hưởng từ tăng trưởng tiền tệ 2.3 Kết luận Diễn biến lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000-2011 phức tạp Lạm phát cao bắt nguồn từ cân đối vĩ mơ, có cân đối cung cầu tiền kinh tế Các nguyên nhân gây bất ổn đến lạm phát có liên quan chặt chẽ với chúng cần xem xét cách đồng thời 2.4 Tóm tắt chương Tóm lại, việc phân tích diễn biến lạm phát vai trị việc điều hành sách tiền tệ Việt Nam giai đoạn 2000-2011, cho ta thấy diễn biến lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000-2011 phức tạp Ngoại trừ giai đoạn 2000-2003 lạm phát thấp ổn định mức 5%, tỷ lệ lạm phát Việt Nam giai đoạn từ 2007-2011 thường xuyên cao hơn, kéo dài lâu biến động với chiều hướng phức tạp khó lường Nếu xét lý thuyết thực tiễn, lạm phát cao năm gần bắt nguồn từ nhiều nguyên nhân khác nhau, có nguyên nhân khách quan chủ quan Tuy nhiên, góc độ đó, lạm phát cao bắt nguồn từ cân đối vĩ mơ, có cân đối cung cầu tiền kinh tế Vì bất ổn có liên quan chặt chẽ với chúng cần xem xét cách đồng thời Để làm rõ thêm nguyên nhân gây lạm phát vai trò CSTT kiểm soát lạm phát Việt Nam thập kỷ qua chương luận án đề cập chi tiết vấn đề liên quan tới thực nghiệm lạm phát, cầu tiền Cụ thể việc: lựa chọn biến, xây dựng mơ hình, phương pháp tiếp cận (STR), lựa chọn mơ hình phù hợp với sở phân tích chương 16 Chương XÂY DỰNG CÁC MƠ HÌNH CHUỔI THỜI GIAN PHI TUYẾN CHO PHÂN TÍCH LẠM PHÁT, CẦU TIỀN Ở VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2000-2011 3.1 Thực trạng nghiên cứu lạm phát Việt Nam thời gian gần 3.2 Xây dựng đường Phillips phi tuyến phân tích lạm phát theo cách tiếp cận hồi quy chuyển tiếp trơn 3.2.1 Xây dựng mơ hình Xuất phát điểm mơ hình đường Phillips có bổ sung thêm cú sốc cung dạng: n Pt  d   d1 Pt  s  d 2GAPt  d SS pt  d SS wt (3.7) s 1 Trong đó, d0, d1… tham số; biến GAP gọi biến khoảng chênh GDP, xác định hiệu số tốc độ tăng sản lượng thực tế (Y) với tốc độ tăng sản lượng tiềm ( Y ) Các biểu thức SSp SSw phương trình (3.4) làm thực nghiệm thường thay tốc độ tăng mức giá tương đối giá lượng giới giá lương thực giới3 Khi đó, mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn đường Phillips dạng (3.7) có dạng sau: n Pt  d   d1Pt  s  d 2GAPt  d3 SS pt  d SS wt s 1 n    G ( st )   d   d1Pt  s  d 2GAPt  d3 SS pt  d SS wt    t s 1   (3.8) Trong đó, - d0, d1,… tham số biến định nghĩa phần trước - t nhiễu phân phối độc lập đồng nhất, với trung bình khơng phương sai 2, G(st) hàm chuyển tiếp Sự thay đổi mang tính cấu trúc tính chất phi tuyến phản ánh thơng qua G(st), hàm theo thời gian (st = t) trường hợp thứ (thay đổi cấu trúc) hàm phụ thuộc vào biến quan sát trường hợp thứ hai (phi tuyến) Hàm G bị chặn bởi, ≤ G ≤ với giá trị hai đầu mút G Số hạng SSp SSw (3.4) cho thấy lạm phát tăng giảm cú sốc cung Các số hạng thường thể lạm phát chi phí đẩy cú sốc cung bất lợi thường có xu hướng đẩy lạm phát cao lên Giá lượng giới giá lương thực giới xét giá dầu giới giá gạo giới 17 = G = tương ứng với chế khác nhau, có hệ số để biểu thị thay đổi chế Chúng ta định nghĩa G thông qua hàm logistic: G  st   K   exp    k 1   st  ck   ,  0 Trong đó,  độ dốc hàm chuyển tiếp, c tham số ngưỡng cho biết vị trí tham số so với quan sát st Tại giá trị tham số vị trí, nơi mà st = c G = 0.5 xác định vị trí trung tâm khoảng thay đổi tham số 3.2.2 Mô tả số liệu thống kê biến Các kênh truyền tải đến lạm phát Việt Nam tóm tắt sau: 3.2.3 Ước lượng mơ hình phi tuyến Kết ước lượng cuối mơ hình đường Phillips phi tuyến theo hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) sau: D logCPI = 0,88836 + 0,00303*GAPt - 0,08384* D logOILt + 0, 7284 * GAPt-1 + [2, 85407 * D logCPI t-1 + 1, 83486 * D logCPI t-2 + 0, 00391 * GAPt-1 + 0, 53725 * D logOILt-1 - 0,1860 * GAPt-2 + 0, 36940 * D logOILt-2 - 0,16113 * GAPt-3 - 0, 878115 * D logOILt-3 ] ´ {1 + exp(2,7455 ´ (GA Pt - - 3, 339)}- 18 (3.8) 3.2.4 Phân tích kết Căn vào kết ước lượng từ mô hình (3.8), ta thấy lạm phát Việt Nam chịu ảnh hưởng nhân tố sau: (i) Yếu tố tổng cầu: Kết ước lượng từ mơ hình cho thấy, tổng cầu tác động mạnh đến lạm phát quý Độ trễ tác động cịn kéo dài đến q Ngồi ra, phát từ mơ hình STR khoảng chênh sản lượng thu hẹp lại lạm phát suy giảm nhanh chóng Ngược lại, khoảng chênh sản lượng tăng, lạm phát trở nên khó kiểm sốt (ii) Lạm phát kỳ vọng: lạm phát bị ảnh hưởng nhiều lạm phát khứ hay lạm phát kỳ vọng Đây yếu tố tác động mạnh tới lạm phát Độ trễ tác động quý Tác động tổng cộng lạm phát khứ đến lạm phát là: 2, 85407+1, 83469 = 4,68876 (iii) Nhân tố phía cung: cú sốc cung (OIL) có tác động trực tiếp tới lạm phát Tổng tác động cú sốc giá dầu đến lạm phát là: -0, 08384 +0,53725+ 0, 3694+3,33862 = 4,16143 3.2.6 Kết luận đề xuất giải pháp Kết ước lượng từ quy trình mơ hình hóa (STR) chứng thực nghiệm nguồn gốc lạm phát Việt Nam thời kỳ 2000-2011 sau : Thứ nhất, nghiên cứu lạm phát khứ có ảnh hưởng đến lạm phát Vì vậy, để kiềm chế lạm phát Chính phủ cần có thời gian để người tiêu dùng thay đổi lạm phát kỳ vọng Thứ hai, nghiên cứu có tăng trưởng ảnh hưởng đáng kể tới lạm phát Vì vậy, muốn kiềm chế lạm phát sách tài khóa cơng cụ hữu ích Đồng thời, mơ hình thực nghiệm xác định ngưỡng nhận biết cụ thể Khi tốc độ tăng khoảng chênh sản lượng 3,34% lạm phát mức độ ổn định kích thích tăng trưởng kinh tế Ngược lại, tốc độ tăng khoảng chênh sản lượng vượt ngưỡng 3,49% nguy lạm phát quay trở lại Đây kết quan trọng rút từ kết mô hình STR Thứ ba, lạm phát Việt Nam thời kỳ nghiên cứu chịu ảnh hưởng từ phía cung 3.3 Xây dựng hàm cầu tiền phi tuyến xác định ngưỡng lạm phát theo tiếp cận hồi quy chuyển tiếp trơn 3.3.1 Xây dựng hàm cầu tiền phi tuyến dạng chuyển tiếp trơn Mối quan hệ tăng trưởng lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000-2011 chia làm hai giai đoạn rõ rệt: 19 (i) Giai đoạn từ quý I/2000 đến quý III/2007: giai đoạn kinh tế Việt Nam đạt tốc độ tăng trưởng cao, khoảng từ 7,5-8,5% Tỉ lệ lạm phát giai đoạn tương đối thấp 10% (ii) Giai đoạn từ quý IV/2007 đến IV/2011: giai đoạn tốc độ tăng trưởng kinh tế suy giảm Căn vào sở lý thuyết kinh tế vĩ mô quan hệ tăng trưởng lạm phát, nghiên cứu thực nghiệm thực giới diễn biến hai tiêu tăng trưởng lạm phát Việt Nam, nghiên cứu sinh lựa chọn cách tiếp cận Darran Austin cộng (2007) Lựa chọn dựa sau: - Cách tiếp cận Darran Austin cộng (2007) cho phép mô hình hóa quan hệ phi tuyến tăng trưởng lạm phát, từ ớc lượng ngưỡng lạm phát Cách tiếp cận phù hợp với diễn biến tăng trưởng lạm phát Việt Nam - Darran Austin cộng (2007) cho rằng: (i) Trường hợp lạm phát thấp ổn định lâu dài lạm phát nhân tố hỗ trợ tăng trưởng (ii) Trường hợp lạm phát biến động kéo dài tăng trưởng bị ảnh hưởng tiêu cực Theo cách tiếp cận Darran Austin, có hai định dạng cho hàm cầu tiền thường sử dụng là: Định dạng 1: mt = f1(GDPt , CPIt) (3.9) Định dạng 2: mt = f2(GDPt , Rt) (3.10) đó, mt là cầu tiền (tổng phương tiện toán) thời điểm t, GDPt tổng sản phẩm nội địa theo giá so sánh thời điểm t, CPIt tỷ lệ lạm phát thời kỳ t, Rt lãi suất huy động vốn thời điểm t 20 Để lựa mơ hình vận dụng, theo kiểm định Mac Kinnon ta kiểm định mơ hình (3.9) lồng vào mơ hình (3.10) sau :  mod el   mt  1   2GDPt   3CPI t   m t  mt  1   2GDPt  3 Rt   m t mod el  2 (3.11) (3.12) Bảng 3.10 Kết kiểm định lồng để chọn biến lạm phát Kiểm định p-value Quyết định H0: α4 = 0.2810 Chấp nhận mơ hình H 0: β = 0.0000 Bác bỏ mơ hình Kết luận: với mức ý nghĩa 5% mơ hình có ưu mơ hình 2, điều có nghĩa biến lạm phát chọn làm đại điện cho biến chi phí hội việc ước lượng hàm cầu tiền 3.3.3 Ước lượng hàm cầu tiền phi tuyến gm2 = 1, 20764 + 0, 66822 * gm2(t - 1) - 0, 47382 * gm2(t - 2) + 8, 15505 * gGDP(t) + 0,78689*gGDP (t-1) - 8,21804*gCP I(t-1) - 4,17949*gCP I(t-3) + [ 15, 18303 * gGDP (t-2)-61,08694*gCP I(t-2)-17,33909*gGDP (t-3) ] ´ (1 + exp{5, 89772 * (gCPI t-1 - 0, 0589)})-1 (3.13) 3.3.5 Một số phân tích kết ước lượng Thứ nhất, kết ước lượng mô hình hàm cầu tiền phi tuyến cho thấy, mức thay đổi cầu tiền phụ thuộc vào mức thay đổi lạm phát, tăng trưởng Thứ hai, kết ước lượng từ mơ hình cầu tiền phi tuyến cho thấy tồn ngưỡng lạm phát 5,89% Hơn nữa, hệ số chuyển tiếp  = 5,89772 cao Điều hàm ý lạm phát vượt ngưỡng cận 5,89% nhu cầu tiền biến động tương đối mạnh Thứ ba, biến động cầu tiền trường hợp lạm phát cao tác nhân kinh tế (hộ gia đình doanh nghiệp) tính đến yếu tố lạm phát định kinh tế họ, lạm phát tác động tiêu cực đến tăng trưởng 3.3.6 Kiến nghị Với mục tiêu xác định ngưỡng lạm phát Việt Nam, ngưỡng xác định 5,89% Điều làm khoa học cho việc khuyến nghị 21 điều hành sách tiền tệ nên hướng vào mục tiêu trì lạm phát thấp ngưỡng cận Mặc dù, luận án nghiên cứu giai đoạn từ 2000-2011 kết thu xem chứng định lượng ảnh hưởng lạm phát đến tăng trưởng Kết nghiên cứu khẳng định kiểm soát lạm phát đòi hỏi quan trọng cho phục hồi tăng trưởng kinh tế Chính vậy, tác giả khuyến nghị mục tiêu tỉ lệ lạm phát kế hoạch phát triển kinh tế - xã hội năm tới nên thấp 5,89% 3.4 Tóm tắt chương Với kết ước lượng từ mơ hình đường Phillips phi tuyến cho thấy: - Việc xây dựng mơ hình đường Phillips dạng STR phân tích nguyên nhân lạm phát cho phù hợp với Việt Nam giai đoạn chuyển đổi - Lạm phát Việt Nam chịu ảnh hưởng nhân tố: lạm phát kỳ vọng, yếu tố từ phía cung, yếu tố từ phía cầu - Mơ hình phân tích cho biết mức độ ảnh hưởng đến lạm phát nhân tố, - Ngồi ra, mơ hình cịn cho ta biết tiến trình từ chế thấp sang chế cao diễn nhanh đến mức nào, xác định ngưỡng biến chuyển tiếp trình chuyển tiếp Với kết ước lượng từ mơ hình hàm cầu tiền phi tuyến cho thấy: - Mức thay đổi cầu tiền phụ thuộc vào mức thay đổi lạm phát tăng trưởng - Mơ hình phân tích giúp ta có nhìn sâu sắc mối liên hệ có tính chu kỳ lạm phát - tăng trưởng có ảnh hưởng đến nhu cầu tiền thông qua ngưỡng lạm phát - Kết ước lượng ngưỡng lạm phát cụ thể cho Việt Nam thời gian tới 5,89% khuyến nghị việc điều hành sách tiền 22 KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ Với mơ hình phân tích cho lạm phát hàm cầu tiền Căn vào kết thực nghiệm, tác giả có vài gợi ý đề xuất sách cho Việt Nam sau: Việc theo đuổi tăng trưởng nóng phản ảnh mức chênh sản lượng thực tế so với sản lượng tiềm cao (GDP-gap cao) có tác động đáng kể tới lạm phát Như kết thực nghiệm cho thấy, tốc độ tăng trưởng mức chênh sản lượng 3,34% lạm phát mức độ ổn định kích thích tăng trưởng kinh tế Ngược lại, tốc độ tăng khoảng chênh sản lượng vượt ngưỡng 3,34% nguy lạm phát quay trở lại Do đó, Chính phủ cần trì, đưa mục tiêu tăng trưởng vừa phải, không chạy theo số lượng hay tăng trưởng Kết nghiên cứu lạm phát khứ có ảnh hưởng đến lạm phát Theo kết từ mơ hình cho thấy yếu tố tác động mạnh lạm phát Vì vậy, với biện pháp kiềm chế lạm phát Chính phủ cần có biện pháp để người tiêu dùng thay đổi lạm phát kỳ vọng, qua dần lấy lại niềm tin cơng chúng môi trường giá ổn định Điều này, ngụ ý bên cạnh công cụ kinh tế trơng thấy Chính phủ nên ý yếu tố tâm lý kỳ vọng lạm phát Kết nghiên cứu cho thấy, mức giá giới tăng lên làm tăng chi phí đầu vào sản xuất, đẩy giá hàng tiêu dùng nước tăng theo Theo kết từ mơ hình cho thấy q trình ảnh hưởng từ mức giá giới đến giá tiêu dùng nước xảy nhanh mức độ chênh lệch cao Điều suy rộng vấn đề quản lý, công nghệ khu vực sản xuất chắn yếu điểm, hay đồng nghĩa mơ hình sản xuất bất hợp lý dựa nhiều vốn, tài nguyên chi phí cao (kém hiệu quả) từ doanh nghiệp, mà chủ yếu doanh nghiệp nhà nước Điều này, cho thấy Chính phủ nên trọng đến giải pháp tăng cường công nghệ, kỹ thuật nhằm nâng cao đóng góp yếu tố suất tổng hợp vào kết tăng trưởng Chính phủ nên trì tăng trưởng kinh tế mức hợp lý chừng mực hiểu tăng trưởng phù hợp với lực quản trị kinh tế, nguồn lực có khác (nhất tích lũy từ nội kinh tế) Thật vậy, việc theo đuổi tăng trưởng kinh tế nhanh, dựa vào vốn bên ngoài, đầu tư cơng tăng mạnh đến sản lượng tăng sản lượng nhanh kinh tế phải đối mặt với rủi ro vĩ mô lạm phát tỷ giá đôi với (ngoại tệ chảy vào, áp lực lên giá VND thời kỳ sau WTO, tiêu dùng gia tăng, tín dụng gia tăng, hệ thống ngân hàng bất cẩn trở nên bền vững cho vay nhiều nhiều mà quản trị không thay đổi ); 23 Việc trì, đưa mục tiêu tăng trưởng vừa phải giải pháp giảm tâm lý kỳ vọng lạm phát cao Ký ức giai đoạn lạm phát cao khứ thường bắt đầu mờ nhạt dần sau sau hai q có mức lạm phát thấp liên tục ổn định Vì vậy, với biện pháp kiềm chế lạm phát Chính phủ cần có thời gian để người tiêu dùng thay đổi lạm phát kỳ vọng, qua dần lấy lại niềm tin công chúng môi trường giá ổn định Điều này, ngụ ý bên cạnh cơng cụ kinh tế trơng thấy Chính phủ nên ý yếu tố tâm lý kỳ vọng lạm phát Rõ ràng giai đoạn nay, kinh tế cần thông điệp Chính phủ tăng trưởng bền vững, qn, kiên định, khơng bị phụ thuộc lợi ích nhóm lợi ích (chẳng hạn khơng thể ngành bất động sản mà bơm tiền cách thiếu cẩn trọng, lạm phát lại gia tăng kinh tế lại rơi vào vịng xốy) Hiện chi phí đẩy nguyên nhân quan trọng lạm phát Việt Nam, việc tiết kiệm doanh nghiệp hoạt động có hiệu sở quan trọng để giảm giá thành sản phẩm, qua giảm lạm phát Gần đây, Nhà nước có chủ trương tiết kiệm chi phí, mà khởi đầu doanh nghiệp lớn, tập đồn Tổng cơng ty Nhà nước Chủ trương cần tiếp tục nhân rộng triển khai rộng rãi cách thiết thực, thực tế Khu vực ngân hàng cần tiết giảm chi phí để giảm lãi suất cách hiệu mà không gây sức ép lạm phát Theo định hướng này, cần kiên định kiên cắt giảm chi phí để giảm giá thành sản phẩm lãi suất kinh tế, tránh tình trạng đòi “bơm tiền”- đưa lạm phát quay trở lại (cho dù có giảm lãi suất ngắn hạn) Mơ hình thực nghiệm rằng, vấn đề chi phí cao doanh nghiệp nước vấn đề ứng xử với giá cách không hợp lý yếu tố làm cho kinh tế hiệu cụ thể làm chi phí kinh tế gia tăng Chính phủ nên trì mức lạm phát hợp lý, mức lạm phát hợp lý vừa nhân tố kích thích tăng trưởng vừa giúp cho việc điều hành sách tiền tệ đạt hiệu cao Một gợi ý, từ kết thực nghiệm tác giả: hàm cầu tiền ổn định lạm phát đạt ngưỡng 5,89% Ngược lại, hàm cầu tiền trở nên biến động lạm phát vượt qua ngưỡng cận 5,89% Khi lạm phát ngưỡng 5,89% nhân tố kích thích tăng trưởng, ngược lại lạm phát vượt ngưỡng 5,89% lạm phát tác động tiêu cực đến tăng trưởng 24