Đo lường sự dai dẳng của lạm phát, luận văn thạc sĩ kinh tế, Trường Đại học kinh tế TP.HCM Lạm phát hiện nay không chỉ là vấn đề đáng quan tâm tại Việt Nam mà còn ở rất nhiều nơi trên thế giới. Mức độ ảnh hưởng của nó đến nền kinh tế tức thời và nhanh chóng tác động đến các hoạt động khác trong nền kinh tế vĩ mô lẫn vi mô. Đã có rất nhiều nghiên cứu cả trong và ngoài nước nghiên cứu về mức độ ảnh hưởng của lạm phát đến nền kinh tế và các nhân tố tác động đến lạm phát. Tuy nhiên, có một vấn đề tuy đã được đề cập khá nhiều và từ lâu đã xuất hiện trong các bài nghiên cứu kinh tế (ví dụ của Thomas M.Humphrey, 1979, “The Persistence of Inflation”) đó là sự dai dẳng của lạm phát. Tuy nhiên, ở Việt Nam, đề tài này còn tương đối mới và chỉ có một số nhà nghiên cứu quan tâm đến nó. Vì vậy, trong bài nghiên cứu này, tôi đã dựa trên các nghiên cứu trước đây về sự dai dẳng của lạm phát để áp dụng nghiên cứu vấn đề này tại Việt Nam. Tôi tiến hành thực hiện đo lường sự dai dẳng của lạm phát thông qua mô hình tự tương quan AR(p) để xác định mức dai dẳng bằng cách đo lường tổng các hệ số tự hồi quy (sum of the autoregressive coefficients). Ngoài ra, tôi còn dùng thêm phương pháp chỉ số bán chu kỳ (halflife) để xác định thời gian mà một nửa cú sốc được hấp thụ. Sau đó, tôi dùng phương pháp đa biến để xác định xem các nhân tố kinh tế vĩ mô đã tác động như thế nào đến sự dai dẳng của lạm phát dựa trên mô hình đường cong Phillips mới theo Keynes. Chuỗi dữ liệu theo tháng được sử dụng bao gồm: lạm phát (được tính từ chỉ số giá tiêu dùng CPI), lỗ hổng sản lượng, giá dầu thô trên thế giới, chỉ số giá lương thực thế giới và cung tiền M2. Kết quả cho thấy mức độ dai dẳng ở Việt Nam khá cao, và phần lớn là do tác động của chính sách tiền tệ của quốc gia
i MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC i DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT ii DANH MỤC BẢNG BIỂU iii DANH MỤC HÌNH VẼ iii TÓM LƯỢC iv GIỚI THIỆU CHUNG TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY PHƯƠNG PHÁP, MƠ HÌNH VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU 13 3.1 Phương pháp nghiên cứu 13 3.1.1 3.1.1.1 Tổng hệ số tự hồi quy – sum of the autoregressive coefficients 13 3.1.1.2 Chỉ số bán chu kỳ - the half-life (HL) 14 3.1.2 3.2 Phương pháp đa biến 18 Mơ hình nghiên cứu 27 3.2.1 Mô hình tự hồi quy (AR) 27 3.2.2 Mơ hình momet tổng quát (GMM) 29 3.3 Phương pháp đơn biến 13 Cơ sở liệu 33 CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 35 4.1 Kết ước lượng theo phương pháp đơn biến 35 4.2 Kết ước lượng mơ hình cấu trúc theo phương pháp đa biến 42 KẾT LUẬN 48 TÀI LIỆU THAM KHẢO 51 PHỤ LỤC 53 ii DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT AR(p) : Mơ hình tự hồi quy bậc p CIR : Hàm phản ứng xung tích lũy CPI : Chỉ số giá tiêu dùng ECB : Ngân hàng trung ương Châu Âu GDP : Tổng sản phẩm quốc nội GMM : Mơ hình moment tổng qt HICP : Chỉ số giá dùng cho khu vực Châu Âu HL : Chỉ số bán chu kỳ HP : Kỹ thuật lọc Hodrick Prescott IIP : Chỉ số sản xuất công nghiệp IMF : Quỹ tiền tệ quốc tế IRF : Hàm phản ứng xung MM : Mơ hình moment truyền thống NKPC Backwark looking : Đường cong Phillips theo Keynes : Định giá theo mức giá khứ quy tắc kinh nghiệm Forward looking : Định giá cách chuyển kỳ vọng tương lai vào mức giá iii DANH MỤC BẢNG BIỂU Bảng 3.1 – Thống kê mô tả mẫu liệu 31 Bảng 4.1 – Kết kiểm định nghiệm đơn vị 33 Bảng 4.2 – Lựa chọn giá trị trễ cho mơ hình AR(p) 34 Bảng 4.3 – Ước lượng mức dai dẳng lạm phát Việt Nam theo giả định giá trị trung bình lạm phát số không đổi .34 Bảng 4.4 – Ước lượng mức dai dẳng lạm phát Việt Nam có tính đến thay đổi giá trị trung bình 35 Bảng 4.5 – Kết kiểm định Andrews-Quandt .36 Bảng 4.6a – Kết kiểm định Chow điểm gãy 07/2008 37 Bảng 4.6b – Kết kiểm định Chow điểm gãy 04/2010 37 Bảng 4.7a – Ước lượng mức dai dẳng lạm phát xem xét điểm gãy chuỗi thời gian– Điểm gãy 07/2008 .38 Bảng 4.7b – Ước lượng mức dai dẳng lạm phát xem xét điểm gãy chuỗi thời gian– Điểm gãy 04/2010 .38 Bảng 4.7c – Ước lượng mức dai dẳng lạm phát xem xét điểm gãy chuỗi thời gian– Lấy điểm gãy tách thành thời kỳ 38 Bảng 4.8 – Bảng kết kiểm định tính dừng 40 Bảng 4.9 – Kết ước lượng mơ hình cấu trúc .41 Bảng 4.10 – Kiểm định 𝐶 − 𝑡𝑒𝑠𝑡 cho biến công cụ 42 DANH MỤC HÌNH VẼ Hình 1.1 – Lạm phát Việt Nam giai đoạn 1980 – 2012 .1 Hình 1.2 – Lạm phát Việt Nam giai đoạn 01/2004 – 02/2013 .2 Hình 4.1 – Mức độ phù hợp mơ hình ước lượng giá trị thực tế 35 iv ĐO LƯỜNG SỰ DAI DẲNG TRONG LẠM PHÁT Tóm lược Lạm phát khơng vấn đề đáng quan tâm Việt Nam mà nhiều nơi giới Mức độ ảnh hưởng đến kinh tế tức thời nhanh chóng tác động đến hoạt động khác kinh tế vĩ mơ lẫn vi mơ Đã có nhiều nghiên cứu nước nghiên cứu mức độ ảnh hưởng lạm phát đến kinh tế nhân tố tác động đến lạm phát Tuy nhiên, có vấn đề đề cập nhiều từ lâu xuất nghiên cứu kinh tế (ví dụ Thomas M.Humphrey, 1979, “The Persistence of Inflation”) dai dẳng lạm phát Tuy nhiên, Việt Nam, đề tài tương đối có số nhà nghiên cứu quan tâm đến Vì vậy, nghiên cứu này, tơi dựa nghiên cứu trước dai dẳng lạm phát để áp dụng nghiên cứu vấn đề Việt Nam Tôi tiến hành thực đo lường dai dẳng lạm phát thông qua mô hình tự tương quan AR(p) để xác định mức dai dẳng cách đo lường tổng hệ số tự hồi quy (sum of the autoregressive coefficients) Ngồi ra, tơi dùng thêm phương pháp số bán chu kỳ (half-life) để xác định thời gian mà nửa cú sốc hấp thụ Sau đó, tơi dùng phương pháp đa biến để xác định xem nhân tố kinh tế vĩ mô tác động đến dai dẳng lạm phát dựa mơ hình đường cong Phillips theo Keynes Chuỗi liệu theo tháng sử dụng bao gồm: lạm phát (được tính từ số giá tiêu dùng CPI), lỗ hổng sản lượng, giá dầu thô giới, số giá lương thực giới cung tiền M2 Kết cho thấy mức độ dai dẳng Việt Nam cao, phần lớn tác động sách tiền tệ quốc gia Từ khóa: dai dẳng lạm phát, đường cong Phillips 1 GIỚI THIỆU CHUNG Nền kinh tế Việt Nam sau gần 30 năm đổi mới, chuyển đổi từ kinh tế tập trung sang kinh tế thị trường, có nhiều bước ngoặt kinh tế đáng kể gặp khơng khó khăn Đặc biệt, lạm phát nhân tố vĩ mô quan tâm nhiều Lạm phát với mốc quan trọng siêu lạm phát vào năm 1986 với mức lạm phát ba chữ số 453,5% (xem thêm nghiên cứu Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012)) cải cách giá cả, tiền lương, kiện đổi tiền vào tháng 09/1986 Năm 1988, lạm phát chi phí đẩy xảy dân chúng tích trữ hàng hóa, lương thực, vàng đôla lo sợ đồng Việt Nam giá dẫn đến tỉ lệ lạm phát lên đến 374,4% Từ sau năm 1993, với việc đầu tư nước ngồi tăng cao việc cơng ty nước ngồi chuyển lợi nhuận nước Điều làm cho cán cân thương mại cải thiện, với biện pháp kiểm soát kinh tế, lạm phát giảm xuống đáng kể Cuộc khủng hoảng tài – tiền tệ Châu Á tháng 07/1997, kinh tế xuất hiện tượng giảm giá liên tục, sức mua giảm sút, đầu tư nước xuất có dấu hiệu suy giảm, sản xuất nước rơi vào tình trạng trì trệ, hàng hóa ứ đọng nhiều, tỷ lệ thất nghiệp gia tăng, kinh tế xuất biểu giảm phát Hình 1.1 – Lạm phát Việt Nam giai đoạn 1980 – 2012 Lạm phát hàng năm từ 1980 - 2012 500 400 300 200 INF 100 -100 Nguồn: Cơ sở liệu IFS Quỹ tiền tệ quốc tế IMF Từ năm 2002, tình hình trở nên ổn định lạm phát tăng trở lại Và từ năm 2004 đến đầu năm 2013 lạm phát mức khá, với lạm phát trung bình năm 11% So với nước khu vực, lạm phát Việt Nam cao hơn, kéo dài, gây nhiều tác động tiêu cực đến sản xuất, đời sống người dân đem lại bất ổn cho xã hội, đặc biệt giai đoạn khủng hoảng tài giới Mỹ cuối năm 2007 Đáng ý hai mốc lạm phát hai chữ số giai đoạn cuối năm 2008 cuối năm 2011, với 08/2008 lạm phát 28,31% tháng 08/2011 23,02%, tạo nhiều áp lực cho nhà hoạch định sách việc kiềm chế lạm phát, trì ổn định kinh tế tăng trưởng phát triển Hình 1.2 – Lạm phát Việt Nam giai đoạn 01/2004 –02/2013 Tỉ lệ lạm phát hàng tháng từ 01/2004 đến 02/2013 (%) 30.00 25.00 20.00 15.00 10.00 5.00 - 2004 Jan 2004 Aug 2005 Mar 2005 Oct 2006 May 2006 Dec 2007 Jul 2008 Feb 2008 Sep 2009 Apr 2009 Nov 2010 Jun 2011 Jan 2011 Aug 2012 Mar 2012 Oct INF(IMF) (%) Nguồn: Cơ sở liệu IFS Quỹ tiền tệ quốc tế IMF Qua phần sơ lược tình hình lạm phát Việt Nam, vấn đề đặt mức lạm phát tốt, khủng hoảng tài Châu Á diễn xuất tình trạng giảm phát, đến khủng hoảng kinh tế toàn cầu 2008 làm lạm phát gia tăng, mà giảm phát lạm phát gây bất ổn, làm suy yếu kinh tế Đây vấn đề nhức nhối cho nhà hoạch định sách phải cố gắng kiểm soát kinh tế thị trường Tuy nhiên, nghiên cứu này, tơi khơng sâu vào tìm mức lạm phát tối ưu cho kinh tế, mà mục tiêu đo lường xác định thời gian sau lạm phát tăng lên sau bị giảm phát lạm phát giảm xuống sau mức lạm phát cao Điều nói đến “Sự dai dẳng lạm phát (Inflation persistence)” Định nghĩa rõ ràng Gregory Gadzinski & Fabrice Orlandi (2004) trình bày sau: dai dẳng lạm phát khuynh hướng lạm phát hội tụ cách chậm chạp lạm phát mục tiêu ngân hàng trung ương sau ngân hàng trung ương thay đổi mục tiêu lạm phát cú sốc khác gây Trong đó, lạm phát mục tiêu sách kinh tế mà ngân hàng trung ương đưa tỷ lệ lạm phát gọi mục tiêu ngân hàng trung ương sử dụng cơng cụ sách tiền tệ lãi suất cung tiền để đưa lạm phát thực tế mức lạm phát mục tiêu Hay cách đơn giản hơn, theo Willis (2003) Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012) định nghĩa dai dẳng lạm phát hiểu tốc độ quay trở lại mức lạm phát cân sau cú sốc Định nghĩa hàm ý muốn nói đến mức độ dai dẳng lạm phát cho thấy tốc độ phản ứng lạm phát trước cú sốc Khi tốc độ cao có nghĩa lạm phát phản ứng nhanh cú sốc lạm phát không dai dẳng Ngược lại, tốc độ thấp có nghĩa lạm phát phản ứng chậm thay đổi lạm phát nhỏ lúc lạm phát có tính dai dẳng cao Bài nghiên cứu thực nhằm mục đích xác định mức độ dai dẳng lạm phát Việt Nam đồng thời xác định nguồn gốc dai dẳng lạm phát Từ mục đích trên, vấn đề cần giải nghiên cứu là: Sự dai dẳng lạm phát gì? Các nguồn gốc hình thành nên dai dẳng lạm phát? Có phương pháp để đo lường dai dẳng lạm phát? Ở Việt Nam, lạm phát có dai dẳng khơng? Các nhân tố tác động lên dai dẳng lạm phát Việt Nam? Bài nghiên cứu chia thành phần trình bày sau: Phần 1, giới thiệu chung nhằm đưa khái niệm ban đầu dai dẳng lạm phát nêu lên mục đích tổng quan nghiên cứu Phần 2, tổng quan nghiên cứu trước Trong phần này, nêu lên nguồn gốc hình thành nên lạm phát sơ lược phương pháp đo lường dai dẳng lạm phát Phần 3, đưa phương pháp nghiên cứu Thứ phương pháp đơn biến sử dụng mơ hình tự hồi quy AR(p) để đo lường dai dẳng lạm phát thứ hai phương pháp đa biến sử dụng đường cong Phillips theo Keynes để xác định nhân tố tác động đến dai dẳng lạm phát Phần 4, kết nghiên cứu Phần 5, kết luận TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY Một nghiên cứu nhắc đến “The Persistence of Inflation” (1979) Thomas M.Humphrey, ông nghiên cứu độ trễ việc điều chỉnh giá độ trễ hình thành kỳ vọng việc chúng tác động đến tốc độ, hình mẫu, thời hạn lạm phát Trong đó, độ trễ điều chỉnh giá giải thích thời gian cần thiết để tác động đến giá thơng qua kênh chi phí Và độ trễ kỳ vọng chậm chạp với kỳ vọng lạm phát tương lai xem xét lại cá nhân nhận thấy lạm phát thực tế khác biệt với lạm phát kỳ vọng Những độ trễ ngun nhân mà lạm phát dai dẳng khó dập tắt, đối mặt với thất nghiệp cao dư thừa công suất Ngồi ra, tính dai dẳng lạm phát tạo từ: (i) chuỗi cú sốc bất lợi, (ii) phản ứng quán tính lạm phát sau cú sốc, (iii) nguyên nhân khác ước đoán cao mức độ suy thoái kinh tế; chậm thay đổi yếu tố chi phí cơng ty (như tiền lương)… Điều đề cập nghiên cứu Altissimo, Ehrmann Smets (2006) Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012) Các tác giả tìm thấy nguồn gốc hình thành nên dai dẳng lạm phát kết hợp với đường cong Phillips theo Keynes Đường cong thể mối quan hệ lạm phát với độ trễ nó, kỳ vọng lạm phát tương lai, lỗ hổng sản lượng cú sốc chi phí đẩy: 𝜋𝑡 = 𝛾𝜋𝑡−1 + (1 − 𝛾)𝐸𝑡 𝜋𝑡+1 + 𝜅𝑦𝑡 + 𝑢𝑡 Trong đó: 𝜋𝑡−1 : Giá trị lạm phát khứ 𝐸𝑡 𝜋𝑡+1 : Giá trị kỳ vọng lạm phát tương lai 𝑦𝑡 : Sản lượng (2.1) Sự kết hợp cho ta thấy nguồn gốc dai dẳng là: (i) dai dẳng ngoại lai dai dẳng ảnh hưởng dao động liên tục yếu tố định lạm phát chi phí biên lỗ hổng sản lượng; (ii) dai dẳng nội hình thành phụ thuộc vào lạm phát khứ (iii) dai dẳng dựa kỳ vọng hình thành kỳ vọng lạm phát Vấn đề đặt có phương pháp để đo lường dai dẳng lạm phát, nghiên cứu chia hai cách tiếp cận để đo lường dai dẳng lạm phát: (i) phương pháp đơn biến (như nghiên cứu Gregory Gadzinski & Fabrice Orlandi (2004), Maarten Dossche & Gerdie Eveaert (2005) Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012), Peter Tillmann (2012)) (ii) phương pháp đa biến (như nghiên cứu Maarten Dossche & Gerdie Eveaert (2005), Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012)) Dưới cách tiếp cận đơn biến, lạm phát giả định theo tiến trình tự hồi quy cú sốc đo lường thành phần nhiễu trắng Cách tiếp cận đa biến giả định mối quan hệ kinh tế có tính nhân lạm phát thành phần định nó, đo lường dai dẳng thời gian tác động lên lạm phát cú sốc đến thành phần định Sự khác biệt hai phương pháp cú sốc tác động đến lạm phát không xác định cách tiếp cận đơn biến, cách tiếp cận đa biến cho phép xác định cú sốc tác động đến lạm phát Do đó, cách tiếp cận đa biến cung cấp phân tích sâu dai dẳng nguyên nhân gây Dias Marques (2005) nghiên cứu số phương pháp đơn biến đo lường dai dẳng lạm phát nêu lên số ưu nhược điểm phương pháp Dưới cách tiếp cận đơn biến, dai dẳng điều tra việc xem xét chuỗi thời gian đơn biến lạm phát tiến trình tự hồi quy tĩnh bậc p (AR(p)) mơ hình thường lựa chọn Tuy nhiên, mơ hình AR(p), việc sử dụng hàm phản ứng xung (IRF) công cụ hữu ích để đo lường 43 Bảng 4.9 – Kết ước lượng mơ hình cấu trúc Dependent Variable: INF_IMF Method: Generalized Method of Moments Date: 10/07/13 Time: 08:34 Sample (adjusted): 2004M08 2013M01 Included observations: 102 after adjustments Linear estimation & iterate weights Estimation weighting matrix: HAC (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 5.0000) Standard errors & covariance computed using estimation weighting matrix Convergence achieved after 462 weight iterations Instrument specification: INF_IMF(-1) INF_IMF(-2) INF_IMF(-3) INF_IMF(-4) INF_IMF(-5) INF_IMF(-6) DLOGM2(-1) DLOGM2(-2) DLOGM2(-3) DLOGM2(-4) DLOGM2(-5) DLOGM2(-6) DLOGFOOD(-1) DLOGFOOD( -2) DLOGFOOD(-3) DLOGFOOD(-4) DLOGFOOD(-5) DLOGFOOD(-6) DLOGOIL(-1) DLOGOIL(-2) DLOGOIL(-3) DLOGOIL(-4) DLOGOIL(-5) DLOGOIL(-6) OUTPUTGAP(-1) OUTPUTGAP(-2) OUTPUTGAP(-3) OUTPUTGAP(-4) OUTPUTGAP(-5) OUTPUTGAP(-6) Constant added to instrument list Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.472833 0.086027 -5.496338 0.0000 INF_IMF(-1) 0.424201 0.017403 24.37461 0.0000 INF_IMF(1) 0.603298 0.018584 32.46301 0.0000 DLOGM2 9.889177 2.701751 3.660285 0.0004 DLOGFOOD -4.018621 1.308791 -3.070484 0.0028 DLOGOIL -0.993964 0.590591 -1.682998 0.0957 OUTPUTGAP -0.045524 0.012033 -3.783070 0.0003 R-squared 0.991269 Mean dependent var 11.27912 Adjusted R-squared 0.990717 S.D dependent var 6.368916 S.E of regression 0.613623 Sum squared resid 35.77067 Durbin-Watson stat 2.459887 J-statistic 14.29963 Prob(J-statistic) 0.939591 Instrument rank 31 44 Với giá trị p-value thống kê 𝐽 − 𝑠𝑡𝑎𝑡𝑖𝑠𝑡𝑖𝑐 mơ hình GMM 0.939591 > 0.05, cho ta thấy kiểm định 𝐽 − 𝑠𝑡𝑎𝑡𝑖𝑠𝑡𝑖𝑐 chấp nhận giả thuyết H0 biến công cụ đưa vào phù hợp với mơ hình Tất biến có ý nghĩa thống kê, 𝑅2 = 0.991269 cho thấy mơ hình giải thích 99.1269% thay đổi lạm phát Để xác định tính hợp lý mơ hình GMM, tơi tiếp tục tiến hành kiểm định 𝐶 − 𝑡𝑒𝑠𝑡 Kết sau: Bảng 4.10 – Kiểm định 𝐶 − 𝑡𝑒𝑠𝑡 cho biến công cụ Biến kiểm định 𝑪𝑻 p-value C 0.009182 0.9237 INF_IMF(-1) 0.232616 0.6296 INF_IMF(-2) 0.251253 0.6162 INF_IMF(-3) 0.278874 0.5974 INF_IMF(-4) 0.397072 0.5286 INF_IMF(-5) 0.455246 0.4999 INF_IMF(-6) 0.439443 0.5074 DLOGM2(-1) 0.233129 0.6292 DLOGM2(-2) 0.271494 0.6023 DLOGM2(-3) 0.187178 0.6653 DLOGM2(-4) 0.092032 0.7616 DLOGM2(-5) 0.151945 0.6967 DLOGM2(-6) 0.200363 0.6544 DLOGFOOD(-1) 0.029309 0.8641 DLOGFOOD(-2) 0.034409 0.8528 DLOGFOOD(-3) 0.821396 0.3648 DLOGFOOD(-4) 0.010023 0.9203 DLOGFOOD(-5) 0.231062 0.6307 DLOGFOOD(-6) 0.270756 0.6028 DLOGOIL(-1) 0.001195 0.9724 DLOGOIL(-2) 0.328458 0.5666 DLOGOIL(-3) 0.065034 0.7987 45 DLOGOIL(-4) 0.084539 0.7712 DLOGOIL(-5) 0.085895 0.7695 DLOGOIL(-6) 0.024323 0.8761 OUTPUTGAP(-1) 0.026806 0.8699 OUTPUTGAP(-2) 1.790612 0.1809 OUTPUTGAP(-3) 0.038228 0.8450 OUTPUTGAP(-4) 0.017470 0.8948 OUTPUTGAP(-5) 0.118336 0.7308 OUTPUTGAP(-6) 0.015064 0.9023 Kết kiểm định cho thấy ta chấp nhận giả thiết 𝐻0 , tức biến cơng cụ đưa vào mơ hình ngoại sinh biến công cụ không tương quan với phần dư mơ hình Từ đó, tơi vào phân tích bảng kết 4.9 Bảng kết cho thấy có tương quan dương lạm phát với lạm phát khứ, kỳ vọng lạm phát tương lai, cung tiền; số giá lương thực, giá dầu thô giới lỗ hổng sản lượng có tương quan âm; đó, biến cung tiền giá lương thực giới tác động nhiều đến lạm phát Kết tương tự kết nghiên cứu tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012), có biến lỗ hổng sản lượng ngược lại Lý khoảng thời gian nghiên cứu nghiên cứu trước khác nhau, đặc điểm lỗ hổng sản lượng thời kỳ khác thời kỳ mà tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang nghiên cứu Theo quan điểm tôi, tương quan âm thể thích ứng sách q trình kiềm chế lạm phát, lỗ hổng sản lượng mang dấu âm cho thấy giảm áp lực lên lạm phát từ phía cầu Đối với cung tiền, theo lý thuyết kinh tế học, cung tiền tăng làm tổng tiền mặt kinh tế tăng, dẫn đến nhu cầu tăng, lượng cầu vượt lượng cung dẫn đến giá hàng hóa tăng theo làm lạm phát tăng Điều trở thành gánh nặng cho nhà hoạch định sách tiền tệ họ phải có bước 46 cẩn trọng việc điều hành cung tiền lãi suất nhằm kiểm sốt tình hình lạm phát Việt Nam Còn số giá lương thực giới tăng ta thấy lương thực Việt Nam xuất tốt giá nước thấp giá giới, làm cải thiện cán cân thương mại, cung tiền ngoại tệ tăng, cung tiền đồng Việt Nam giảm, dẫn đến đồng tiền Việt Nam tăng giá giảm áp lực lạm phát Tuy giá dầu giới có mức ảnh hưởng khơng lớn đến lạm phát có ảnh hưởng định Giá dầu ảnh hưởng lên giá kinh tế thông qua hai kênh: trực tiếp loại hàng hóa tiêu dùng cuối gián tiếp yếu tố đầu vào trình sản xuất Giá dầu giới tăng làm giá hàng hóa gia tăng dẫn đến lạm phát tăng Với biến kỳ vọng lạm phát, tơi trình bày, biến hình thành dựa lạm phát khứ biến cung tiền M2, lỗ hổng sản lượng, giá dầu, giá lương thực giới, thể yếu tố kỳ vọng biến lại Hệ số cho thấy có tương quan dương kỳ vọng lạm phát với lạm phát tại, qua thể kỳ vọng người dân lạm phát chiều Đây khó khăn khác nhà hoạch địch sách, khơng có sách hợp lý, với tình hình lạm phát cao Việt Nam nay, người dân luôn suy nghĩ giá ngày mai cao giá ngày hôm nay; đó, việc áp dụng sách kiềm chế lạm phát khó khăn Mơ hình cấu trúc chuỗi thời gian sau điều chỉnh thay đổi giá trị dài hạn lạm phát, mức dai dẳng lạm phát nội thấp nhiều so với mơ hình đơn biến Mức dai dẳng đại diện hệ số biến lạm phát khứ (0.424201) Ước lượng dựa giả định kỳ vọng lạm phát hợp lý Kết cho thấy, sau điều chỉnh tác động dài hạn lạm phát, nguồn gốc hình thành nên dai dẳng lạm phát 47 khơng phải có ngun nhân lạm phát khứ (yếu tố nội tại), mà kết hợp yếu tố nội tại, yếu tố ngoại lai kỳ vọng tương lai lạm phát; đó, cung tiền có ảnh hưởng mạnh đến dai dẳng lạm phát 48 KẾT LUẬN Trong nghiên cứu này, đo lường dai dẳng lạm phát xác định nhân tố tác động đến lạm phát Việt Nam giai đoạn từ tháng 01/2004 đến tháng 02/2013 thơng qua mơ hình AR(p) mơ hình đường cong Phillips theo Keynes Kết nghiên cứu cho thấy, dai dẳng lạm phát Việt Nam cao với 𝜌 = 0.942395 áp dụng phương pháp đơn biến Tuy nhiên, áp dụng phương pháp đa biến, mức độ dai dẳng giảm xuống 0.424201, điều thể hiện, lạm phát q khứ khơng phải ngun nhân gây dai dẳng lạm phát Nguyên nhân dẫn đến mức dai dẳng cao từ cung tiền mở rộng M2 số giá lương thực giới Trong đó, biến cung tiền biến thể sách tiền tệ điều hành Nhà nước Việt Nam, vậy, không kể đến số giá lương thực giới, cung tiền nhân tố quan trọng gây lên lạm phát Việt Nam việc điều hành sách tiền tệ nhiệm vụ quan trọng Nhà nước Việt Nam để kiểm soát lạm phát Kết tương tự số nghiên cứu trước tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012) nghiên cứu cho Việt Nam, Gunter Coenen (2003) tác giả điều tra thành nguyên tắc lãi suất tối ưu có khơng chắn mức độ dai dẳng lạm phát, hay nghiên cứu Benati (2008) dai dẳng lạm phát Thụy Sỹ cho thấy dai dẳng cao giai đoạn 1947-1999 gần zero giai đoạn 2000-2006 thời kỳ Thụy Sỹ có thay đổi lớn sách tiền tệ Để kiềm chế lạm phát giảm mức độ dai dẳng lạm phát, theo Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012), tác giả tổng hợp số nghiên cứu nhà kinh tế áp dụng lạm phát mục tiêu Ngân hàng trung ương Trong đó, tác giả trình bày số ý kiến Mishkin (2000) nêu điều kiện nghiêm ngặt để áp dụng lạm phát mục tiêu bao gồm: 49 (i) Công bố rộng rãi mục tiêu lạm phát trung hạn số cụ thể; (ii) Cam kết thể chế (tức cam kết quan chức có quyền lực) việc coi bình ổn giá mục tiêu hàng đầu sách tiền tệ, mục tiêu khác xếp sau thứ tự quan trọng; (iii) Có chiến lược tập trung thơng tin, nhiều biến số (khơng số liệu cung tiền tỉ giá) xem xét để định sử dụng cơng cụ sách; (iv) Tăng cường tính minh bạch sách tiền tệ thơng qua đối thoại với công chúng, với thị trường kế hoạch, mục tiêu định quan quản lý tiền tệ; (v) Tăng cường trách nhiệm Ngân hàng trung ương việc hướng tới mục tiêu lạm phát Các sách khơng hồn tồn áp dụng cho tất nước áp dụng lạm phát mục tiêu theo Svensson (2010), tác giả nghiên cứu thấy khơng có nước theo sách lạm phát mục tiêu có đầy đủ tất điều kiện trước áp dụng Và tác giả nhấn mạnh nước khơng thiết phải có điều kiện để thực thành công lạm phát mục tiêu Thay vào đó, nước nên tập trung vào kế hoạch sách hướng vào mục tiêu sau thực lạm phát mục tiêu để tối đa hóa lợi ích Theo nghiên cứu tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012), đề xuất tương tự với việc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam nên áp dụng sách lạm phát mục tiêu để kiềm chế lạm phát giảm mức độ dai dẳng lạm phát Việc áp dụng lạm phát mục tiêu tạo tính độc lập cho Ngân hàng Nhà nước, tính kỷ luật cao cho sách tiền tệ tài khóa, ngồi thúc đẩy tiến trình cải cách mơi trường tài Việt Nam 50 Hạn chế nghiên cứu So với nghiên cứu trước tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012) đo lường dai dẳng lạm phát Việt Nam, nghiên cứu tơi có số điểm đo lường dai dẳng lạm phát tổng hệ số tự hồi quy cho trường hợp giả định giá trị trung bình lạm phát khơng thay đổi theo thời gian có thay đổi theo thời gian Ngồi ra, tơi dùng phương pháp số bán chu kỳ để tính thời gian mà cú sốc hấp thụ lạm phát Tuy nhiên, nghiên cứu có mặt hạn chế định Đó số bán chu kỳ, cơng thức tính cho chuỗi AR bậc p tương đối phức tạp, tơi dùng cơng thức tính cho chuỗi AR(1) để tính kết gần cho AR(p) Thứ hai, chuỗi liệu GDP khơng thống kê theo tháng, phải sử dụng chuỗi IIP để thay cho chuỗi GDP để tính biến lỗ hổng sản lượng Thứ ba, biến lạm phát kỳ vọng Việt Nam chưa tính tốn công bố, giả định kỳ vọng lạm phát hợp lý giá trị lạm phát tương lai tính tốn từ hàm số biến lạm phát khứ, lỗ hổng sản lượng, cung tiền M2, giá lương thực giá dầu giới Bài nghiên cứu áp dụng mơ hình AR(p) mơ hình GMM để đo lường dai dẳng lạm phát nhân tố tác động lên lạm phát Việt Nam Tuy nhiên, hai phương pháp đo lường dai dẳng lạm phát nhiều nhà kinh tế sử dụng trước Như phân tích phần trước, phương pháp đơn biến, tổng hệ số tự hồi quy có mặt hạn chế Để khắc phục nó, nghiên cứu sau được, tơi sử dụng mơ hình AR khơng có quan hệ nhân (noncausal AR) Lanne Saikkonen (2009) để tiến hành đo lường dai dẳng lạm phát, mơ hình khơng cần đòi hỏi phải xác định điểm gãy mơ hình trước áp dụng để đo lường dai dẳng lạm phát 51 TÀI LIỆU THAM KHẢO Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2012 Lạm phát hành vi giá hoạch định sách tiền tệ Việt Nam Đề tài nghiên cứu khoa học cấp sở, Trường Đại học Kinh tế TPHCM Nguyễn Thị Liên Hoa, 2013 Nghiên cứu lạm phát Việt Nam theo phương pháp SVAR Tạp chí Phát triển & Hội nhập, Số 10(20), trang 32-38 Andrews, D W K., Chen, H Y., 1994 Approximately median-unbiased estimation of autoregressive models Journal of Business & Economic Statistics, Vol 12, No 2, 187-204 Altissimo, F., Ehrmann, M., Smets, F, 2006 Inflation persistence and pricesetting behavior in the Euro Area ECB Occasional paper series No 46 Bilke, Laurent, 2005 Break in the mean and persistence of inflation ECB Working paper series No 463 Calvo, G A., 1983 Staggered price in a utility-maximizing framework Journal of Monetary Economics 12, 383-398 Dias, D., Marques, C R., 2005 Using mean reversion as a measure of persistence ECB Woking paper series No 450 Dossche, M., Everaert, G., 2005 Measuring inflation persistence ECB Working paper series No 495 Gadzinski, G., Orlandi, F., 2004 Inflation persistence in the European Union, the Euro Area, and the United States ECB Working paper series No 414 Galí, J., Gerler, M., 1999 Inflation dynamics: A structural econometric analysis Journal of Monetary Economics, Vol 44, 195-222 Hamilton, James D., 1994 Time Series Analysis Princeton, New Jersey: Princeton University Press 52 Humphrey, T M., 1979 The Persistence of Inflation Federal Reserve Banks of Richmond Kota, Vasilika, 2011 The persistence of inflation in Albania Special Conference Paper, Bank of Greece Mark, N C., 2001 Internatinal macroeconomics and finance: Theory and empirical methods Blackwell Publishers, 42-44 Marques, Carlos Robalo, 2004 Inflation persistence: Facts or Artefacts? ECBWorking paper series No 371 Pivetta, F., Reis, R., 2001 The persistence of inflation in the United States McKinsey & Company and Princeton University Rossi, Barbara, 2001 Confidence intervals for half-life deviations form Purchasing Power Parity Journal of Business & Economic Statistics, Vol 23, No 4, 432-442 Tillmann, Peter, 2012 Inflation targeting, aggregation, and inflation persistence: Evidence from Korean CPI components Seoul Journal of Economics, Vol 25, No 3, 233-254 Whelan, Karl, 2005 Topic 7: The New-Keynesian Phillips Curve EC4010 Notes, Trinity College Dublin – The University of Dublin Willis, J L., 2003, Implications of structural changes in the U.S Economy for pricing behavior and inflation dynamics Federal Reserve Bank of Kannas City 53 PHỤ LỤC Kết phương pháp đơn biến để đo lường dai dẳng lạm phát tổng hệ số tự hồi quy 𝝆 A.1 – Kết ước lượng cho giai đoạn 2004M01 – 2013M02 – giá trị trung bình lạm phát giả định cố định theo thời gian Dependent Variable: INF_IMF Method: Least Squares Date: 08/30/13 Time: 15:57 Sample (adjusted): 2004M04 2013M02 Included observations: 107 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 10.89743 1.519586 7.171317 0.0000 AR(1) 1.461841 0.093443 15.64422 0.0000 AR(2) -0.205252 0.170469 -1.204039 0.2313 AR(3) -0.314194 0.092893 -3.382313 0.0010 R-squared 0.979776 Mean dependent var 11.10327 Adjusted R-squared 0.979187 S.D dependent var 6.272383 S.E of regression 0.904909 Akaike info criterion 2.674702 Sum squared resid 84.34259 Schwarz criterion 2.774620 Hannan-Quinn criter 2.715207 Durbin-Watson stat 2.106830 Log likelihood -139.0965 F-statistic 1663.285 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots 91-.19i 91+.19i -.36 54 A.2 – Kết ước lượng cho giai đoạn 2004M01 – 2013M02 – có tính đến thay đổi giá trị trung bình lạm phát Dependent Variable: DEV_INF Method: Least Squares Date: 09/16/13 Time: 14:06 Sample (adjusted): 2004M05 2013M02 Included observations: 106 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.001773 0.935853 0.001894 0.9985 AR(1) 1.357550 0.096445 14.07583 0.0000 AR(2) -0.219232 0.165321 -1.326096 0.1878 AR(3) 0.007086 0.165254 0.042881 0.9659 AR(4) -0.235425 0.096143 -2.448707 0.0161 R-squared 0.975927 Mean dependent var 0.078346 Adjusted R-squared 0.974973 S.D dependent var 5.481761 S.E of regression 0.867206 Akaike info criterion 2.598941 Sum squared resid 75.95668 Schwarz criterion 2.724575 Hannan-Quinn criter 2.649861 Durbin-Watson stat 1.943336 Log likelihood -132.7439 F-statistic 1023.628 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots 93+.22i 93-.22i -.26+.44i -.26-.44i 55 A.3 – Kết ước lượng cho giai đoạn 2004M01 – 2008M07 Dependent Variable: DLOGINF_IMF Method: Least Squares Date: 09/18/13 Time: 09:52 Sample (adjusted): 2004M03 2008M07 Included observations: 53 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.027532 0.023405 1.176361 0.2449 AR(1) 0.646256 0.096896 6.669587 0.0000 R-squared 0.465876 Mean dependent var 0.035513 Adjusted R-squared 0.455403 S.D dependent var 0.080817 S.E of regression 0.059641 Akaike info criterion -2.763951 Sum squared resid 0.181408 Schwarz criterion -2.689600 Log likelihood 75.24470 Hannan-Quinn criter -2.735359 F-statistic 44.48340 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots 65 2.407309 56 A.4 – Kết ước lượng cho giai đoạn 2008M08 – 2013M02 Dependent Variable: INF_IMF Method: Least Squares Date: 09/18/13 Time: 09:55 Sample (adjusted): 2008M11 2013M02 Included observations: 52 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 10.90548 1.914901 5.695062 0.0000 AR(1) 1.409358 0.137877 10.22185 0.0000 AR(2) -0.205792 0.243530 -0.845038 0.4023 AR(3) -0.285191 0.131181 -2.174033 0.0347 R-squared 0.971640 Mean dependent var 11.30083 Adjusted R-squared 0.969868 S.D dependent var 6.234299 S.E of regression 1.082187 Akaike info criterion 3.069648 Sum squared resid 56.21415 Schwarz criterion 3.219744 Hannan-Quinn criter 3.127191 Durbin-Watson stat 2.128402 Log likelihood -75.81085 F-statistic 548.1828 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots 88-.21i 88+.21i -.35 57 A.5 – Kết ước lượng cho giai đoạn 2004M01 – 2010M04 Dependent Variable: DLOGINF_IMF Method: Least Squares Date: 09/16/13 Time: 14:11 Sample (adjusted): 2004M08 2010M04 Included observations: 69 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.000400 0.029833 -0.013419 0.9893 AR(1) 0.569291 0.121306 4.693010 0.0000 AR(2) 0.197718 0.133281 1.483465 0.1430 AR(3) 0.171479 0.124317 1.379370 0.1727 AR(4) -0.489638 0.137512 -3.560693 0.0007 AR(5) 0.450223 0.150997 2.981676 0.0041 AR(6) -0.331769 0.136934 -2.422841 0.0183 R-squared 0.566928 Mean dependent var 0.000110 Adjusted R-squared 0.525018 S.D dependent var 0.155519 S.E of regression 0.107182 Akaike info criterion -1.532652 Sum squared resid 0.712253 Schwarz criterion -1.306004 Log likelihood 59.87651 Hannan-Quinn criter -1.442733 F-statistic 13.52721 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots 82-.29i 82+.29i -.73+.61i -.73-.61i 19-.66i 2.040820 19+.66i ... truyền đạt số ý tưởng: - Là tiến trình thu thập liệu để tạo sở liệu (cơ sở liệu thay đổi theo thời gian) - Là mơ hình thống kê cụ thể để trình bày thay đổi ngẫu nhiên quan sát - Là mơ hình thống... phần quy mô mẫu là: