Phân tích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả.DOC

Phân tích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả

Phân tích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả

3/Đường cong Philip;

4/ Các lý thuyết cơ cấu;

Các nhà theo chủ nghĩa trọng tiền và theo lý thuyết của Keynes đều chorằng việc giá cả tăng vì tổng cầu phát sinh do cung tiền hoặc do chi tiêu vượtquá mức sản lượng mà nền kinh tế cá thể sản xuẩt ra trong thời kỳ ngắn hạn

Lý thuyết chi phí đẩy đưa ra tầm quan trong hơn về khía cạnh của cungtiền và khẳng định rằng giá tăng do tăng chi phí sản xuất Mô hình đườngcong Philip đã chỉ ra sự cân bằng giữa thất nghiệp và tiền lương, lạm phát, từ

đó dẫn đến sự gia tăng của thất nghiệp Lý thuyết cơ cấu của lạm phát chorằng lạm pháp là do đặc tính cơ cấu thắt chặt hay do tồn tại những đặc tínhcủa nền kinh tế của những nước đang phát triển, chẳng hạn như cung không

co giãn của lương thực, khoảng cách của tỷ giá, cơ sở hạ tầng kém, sự thayđổi thất thường của cầu…

Khi phân tích lạm phát ở các nước đang phát triển có hai quan điểmkhác nhau về vấn đề này Phái những nhà theo chủ nghĩa trọng tiền giải thíchrằng lạm phát là một hiện tượng tiền tệ và tăng giá do tăng cung tiền Do đó

mô hình tiền tệ về lạm phát đã được nhấn mạnh nhiều trong lý thuyết địnhlượng tiền tệ cổ điển và những nhân tố lạm phát luôn được đưa vào các hàm

về tiền tệ Về phía những người theo trường phái cơ cấu lại cho rằng tăng giá

là do tăng chi phí sản xuất mà nó bắt nguồn từ những yếu tố khách quan bênngoài, việc tăng giá chỉ là nhất thời nên không cần phải có những chính sáchcấp bách.

Mục đích của báo cáo này là nghiên cứu tác động của sự gia tăng cungtiền tới sự gia tăng của giá cả Đồng thời cũng nghiên cứu mối quan hệ nhânquả giữa lượng tiền cung ứng và giá cả Chúng ta tập trung vào việc xây dựng

mô hình về mối liên hệ giữa chỉ số giá và tiền gộp cho Việt Nam để ướclượng ảnh hưởng của cung tiền đến giá cả trong ngắn hạn và dài hạn Các môhình này được trình bày dưới hai giả thiết là nền kinh tế đóng và nền kinh tế

mở Từ đó tiến hành kiểm định nhân quả giữa hai nhân tố tiền tệ và giá cả

2 Mối liên hệ giữa tiền tệ và giá cả

Trong phương trình trao đổi của Irving Fisher, mối liên hệ giữa tiền tệ

và giá cả được thể hiện bởi phương trình định lượng: MV=P*Q

Trong đó:

M là khối lượng tiền tệ giao dịch

V là tốc độ lưu thông tiền tệ

P là mức giá của rổ tiền tệ được chọn

một số nhân tố đặc trưng Điều này có nghĩa là đã có một hàm cầu ổn địnhcho những nhân tố cân bằng tiền thực tế.

Về mặt lý thuyết, trong phân tích dài hạn mức giá tăng khi mức cunggiảm và mức cầu tăng Tổng cung giảm có thể do những cú sốc bất lợi vềcông nghệ, cung lao động giảm hay giá các yếu tố sản xuất tăng Nhưng tổngcung giảm không gây ra sự tăng giá liên tục trừ khi chúng được tiếp ứng bởingân hàng trung ương tăng lượng tiền liên tục Tổng cầu tăng có thể do tăngtiêu dùng của Chính Phủ hay giảm thuế là có giới hạn nên không thể gây tănggiá liên tục Vì vậy chỉ còn nhân tố cung tiền sẽ làm cho mức giá tăng

Dựa trên những chứng minh có tính lịch sử, nhiều nghiên cứu thựcnghiệm đã thừa nhận mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả trung dài hạn Trườngphái các nhà phi tiền tệ đều nhận thấy mối quan hệ giữa giá cả và tiền tệnhưng lại cho rằng không nhất thiết một yếu tố sẽ là nguyên nhân của yếu tốkia Thông qua lý thuyết lượng hoá, các nghiên cứu đó đều thừa nhận tiềnsang giá và tiền tệ được xác định như là biến ngoại sinh Trong khi đó, cáctrường phái khác lại nhìn nhận tiên tệ như là biến nội sinh và có thể xác định

rõ trong trường hợp lạm phát

Từ lý thuyết và thực nghiệm đã có, trong phần này chúng ta sẽ phântích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả, đồng thời cũng kiểm tra mối quan hệnhân quả giữa các yếu tố này của nền kinh tế Việt Nam trong thời gian qua

3 Tổng quan về các nghiên cứu thực nghiệm đã có

Đã có một số lượng lớn các nghiên cứu về mối quan hệ giữa tiền tệ vàgiá cả trong các nước đang phát triển mà những kết quả nghiên cứu đó có thểgiúp chúng ta xem xét mối quan hệ này ở Việt Nam Các nghiên cứu thựcnghiệm cho nền kinh tế Ấn Độ đã được xem xét, chẳng hạn theo khuân khổ lýthuyết định lượng có Gupta, lahiri, theo khuân khổ cấu trúc nghiên cứu ảnhhưởng của chính sách tiền tệ tới giá cả của Nêpan, các nghiên cứu của Fry,

Pant và Sharma cho thấy mối quan hệ thiết yếu giữa tiền tệ và giá cả, trongkhi đó các nghiên cứu của Willace và Mc Nown và Khatiwada lại cho thấymối quan hệ mạnh giữa các yếu tố này Hơn nữa các kết quả của Khatiwadacòn cho thấy một yếu tố tác động mạnh đến giá cả của Nêpan, đó là giá cả của

Ấn Độ Khi nghiên cứu mối quan hệ giữa tiền tệ, mức giá và sản phẩm đầu racủa nền kinh tế Trung Quốc từ năm 1952 đến 2002, Chow đã đưa ra mốiquan hệ giữa những nhân tố này để giải thích sự thành công của Trung Quốctrong việc tăng giá hoặc giảm giá trong từng giai đoạn của nền kinh tế

Trong quản lý vĩ mô của Việt Nam kiểm soát lạm phát là một trongnhững thành công được ghi nhận Lạm phát đã giảm từ 700% năm 1986xuống còn 35% năm 1989 và nằm trong mức kiểm soát được ở những nămsau Kết quả có được này đã phản ánh tổng hợp nhiều yếu tố như tự do hoánền kinh tế, áp dụng tỷ giá hối đoái thực tế hơn, người dân bắt đầu tích luỹbằng đồng nội tệ mà không còn tích trữ hàng hóa, ngoại tệ và vàng bạc Tỷ lệlạm phát này đã giảm mạnh xuống chỉ còn một con số ở những năm cuối thập

kỷ 90 Thế nhưng lạm phát lại bắt đầu tăng trở lại từ năm 2002 và trở lênmạnh vào đầu năm 2004 Nhìn về xu hướng tỉ lệ lạm phát giảm trong thời kỳ

1998 – 2001 là do tác động của cuộc khủng hoảng châu Á làm cho nền kinh tếtrong khu vực nói chung và nền kinh tế Việt Nam nói riêng lâm vào suy thoáicùng với giảm phát Để đối phó, giai đoạn này chính phủ vừa thực hiện chínhsách kích cầu để ổn định nền kinh tế, vừa áp dụng chính sách tín dụng mềmdẻo làm cho lượng cung tín dụng tăng, kéo theo sự tăng giá Từ năm 2001,nền kinh tế đã có những bước chuyển biến, tăng trưởng hàng năm đạt từ 6%đến trên 8% Các số liệu tăng trưởng kinh tế và lạm phát tiền tệ từ năm 1996đến 2005 của tổng cục thống kê cho thấy: lạm phát tiền tệ có những năm rấtthấp như năm 2000 ở mức -0.6% (còn gọi là thiểu phát), thấp hơn rất nhiều sovới mức tăng trưởng kinh tế 6.7%; nhưng cũng có những năm cao hơn tăng

trưởng kinh tế như 1998 lạm phát 8.6%, tăng trưởng kinh tế cao 5.8% Năm

2004 và 2005 lạm hpát có hướng gia tăng, đặc biệt 7 tháng đầu năm 2006,theo tổng cục thống kê, việc giá xăng dầu tăng đã đẩy CPI tăng 4.4% Dựđoán rất có thể lạm phát sẽ ở mức 2 con số đến cuối năm 2006 và như vậyviệc tăng giá đồng tiền trong nước gặp nhiều khó khăn trong tương lai và việcgiữ CPI không cao hơn tốc độ tăng trưởng GDP cũng khó mà thực hiện

Để có thể kiểm soát lạm phát ở VN trong điều kiện hiện nay, cần cónhững giải pháp cụ thể và đồng bộ được thực hiện bởi chính phủ, hệ thốngngân hàng cũng như các doanh nghiệp và người dân

Đã có nhiều công trình nghiên cứu phân tích định tính và định lượngcho mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và giá cả của Việt Nam trong giaiđoạn này Kết quả nghiên cứu của mộ số nhà nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng

đã chỉ ra rằng sự thay đổi của M1 cũng như M2 hàng năm có ảnh hưởng yếuđến sự thay đổi của CPI Khi phân tích mối quan hệ giữa cung tiền và lạmphát, tác giả Phan Thị Hồng Hải cho rằng ảnh hưởng trễ của cung tiền dẫnđến lạm phát là điều không thể tránh khỏi khi nền kinh tế hoạt động kém hiệuquả Tuy nhiên các kết quả thu được chưa phản ánh ảnh hưởng lâu dài củanhân tố tiền tệ đến thay đổi giá cả Bởi vì xem xét tác động của các biến trễ

mà độ dài trễ chỉ là 1 hoặc 2 thì ảnh hưởng quan sát được là không rõ ràng

Do vậy trong nghiên cứu ảnh hưởng của cung tiền tới giá cả, chúng ta xét tácđộng với độ trễ kéo dài cùng tác động của một số nhân tố khác chẳng hạn nhưchỉ số GDP, tỷ giá hối đoái

CHƯƠNG 1: PHƯƠNG PHÁP LUẬN NGHIÊN CỨU

1 Các biến số được chọn để ước lượng mô hình.

Lạm phát được đo lường bởi tỷ lệ lạm phát, đó là sự gia tăng của mức giátổng quát theo thời gian Hai thước đo thông dụng để phản ánh mức giátổng quát là chỉ số giá tiêu dùng CPI và chỉ số điều chỉnh DGDP (GDPlạm phát)

Chỉ số tiêu dùng (CPI) là một tỷ số phản ánh giá của rổ hàng hoá trongnhiều năm khác nhau so với giá của cùng rổ hàng hóa đó trong năm gốcđược chọn lựa để tính toán Như vậy chỉ số này phụ thuộc vào năm gốcđược chọn và sự lựa chọn rổ hàng hoá tiêu dùng Nhược điểm chính của chỉ

số này là mức độ bao phủ cũng như sử dụng trọng số cố định trong tínhtoán Mức độ bao phủ của chỉ số này chỉ giới hạn đối với một số hàng hoátiêu dùng và trọng số cố định dựa vào phần chi tiêu đối với một số mặthàng cơ bản của người dân thành thị mua vào ở năm gốc Những nhượcđiểm mà chỉ số này gặp phải khi phản ánh giá cả sinh hoạt là:

1/ Không phản ánh sự biến động của giá hàng hoá tư bản;

2/ Không phản ánh sự biến đổi trong cơ cấu hàng hoá tiêu dùng cũngnhư sự thay đổi trong phân bố chi tiêu của người tiêu dùng cho những hànghoá khác nhau theo thời gian

CPI cũng chịu ảnh hưởng của yếu tố thời vụ, chẳng hạn: giá gạo thườngtăng vào tết âm lịch hay vào thời kỳ giáp hạt; giá hoa quả thường cao ở thờiđiểm thu hoạch đầu vụ hoặc cuối vụ Các yếu tố mang tính thời vụ trênthường làm CPI gia tăng

(Ngoài ra, CPI còn chịu những tác động của yếu tố bất thường của thời tiếtnhư hạn hán, lũ lụt, mưa nắng; những hàng hoá nhạy cảm, dễ biến động giá

như hàng tiêu dùng tươi sống, nhiên liệu Chẳng hạn: gần đến Tết nămnay, tiết trời nắng ấm người tiêu dùng có xu hướng dùng bia nhiều hơn làmgiá bia nhích lên; tắc nghẽn giao thông ở quốc lộ 1 làm giá hoa quả ở cácvùng Nam bộ bán tại các tỉnh miền Bắc tăng lên Những yếu tố bất thường

đó làm mất cân đối cung- cầu nhất thời hay những sốc tạm thời về phíacung)

Chỉ số GDP lạm phát là chỉ số có mức độ bao phủ rộng nhất Chỉ số nàyđược hiểu là tỷ số giữa chỉ số GDP tính theo giá hiện hành so với chỉ sốGDP tính theo giá so sánh

Nó bao gồm tất cả các hàng hoá và dịch vụ được sản xuất trong nền kinh

tế và trọng số được điều chỉnh tuỳ thuộc vào mức độ đóng góp tương ứngcủa các loại hàng hoá và dịch vụ vào giá trị gia tăng Nhưng chỉ số nàykhông phản ánh trực tiếp sự biến động của giá hàng nhập khẩu cũng nhưbiến động của tỷ giá hối đoái Bởi lẽ chỉ số này không phản ánh được sựthay đổi của chất lượng hàng hoá khi tính toán tỷ lệ lạm phát và nó cũngkhông phản ánh được sự biến động của giá cả trong từng tháng Về mặtkhái niệm đây chỉ là chỉ số đại diện tốt hơn cho việc tính toán tỷ lệ lạmphát trong nền kinh tế Ngoài ra còn có một chỉ số giá mà không bị tácđộng bởi những cú sốc tạm thời và được dùng làm cơ sở cho hoạch định vàđánh giá hoạt động của chính sách tiền tệ Đó là chỉ số lạm phát cơ bản.Tuy nhiên với Việt Nam, trong những năm qua đã sử dụng chỉ số giá tiêudùng (CPI) để xác định lạm phát và sử dụng nó cho mục đích điều hànhchính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung Ương cũng như của Chính phủ.Bởi vậy trong phần nghiên cứu này chúng ta lựa chọn chỉ số giá tiêu dùngCPI là đại diện cho mức gia cả trong các mô hình xem xét

Vấn đề thứ hai là sự lựa chọn số liệu tiền cung ứng để đại diện cho lượngtiền tệ trong mô hình: Khối lượng tiền cung ứng hẹp M1, rộng M2 Trongphần nghiên cứu mối quan hệ giữa tiền tệ và thu nhập cho thấy, giữa M1 vàthu nhập có quan hệ mạnh hơn mối quan hệ M2 và thu nhập, nên chủ yếuchúng ta sẽ xét mối quan hệ giữa m1và giá cả Do đó chúng ta sử dụng bộphận M1là đại diện cho tiền tệ trong các phương trình hồi quy được xét.Tuy nhiên chúng ta vẫn lần lượt xem xét tác động của từng bộ phận đến giá

cả trong ngắn hạn và dài hạn

2 Số liệu cho hồi quy

Các số liệu phản ánh diễn biến của M1, M2, GDP, chỉ số CPI được lấytheo quý, là số liệu báo cáo ở ngày cuối cùng của mỗi quý trong giai đoạn

từ quý I năm 1997 đến quý II năm 2004 với năm cơ sở là năm 1995 Nhưphần trên đã trình bày, sở dĩ khảo sát của chúng ta được thực hiện tronggiai đoạn này vì đây là giai đoạn các biến số kinh tế mang tính chất thịtrường cao hơn giai đoạn trước Các số liệu này được tập hợp từ các nguồnthông tin công khai từ:

Báo cáo thường niên của Ngân hàng Nhà nước Việt nam

Báo cáo của IMF

Niên giám của Tổng cục Thống kê

3 Phương trình ước lượng

Chúng ta trở lại phương trình định lượng của Irving Fisher:

MV = PQ

 P=MV/Q

Nếu giả định rằng vận tốc lưu thông tiền tệ V và thu nhập thực là ổn định,khi đó mức giá P sẽ trở thành một hàm của lượng tiền cung ứng M Nói

cách khác nếu cho một trạng thái của vận tốc lưu thông tiền tệ, mức giá cảđược xác định bởi lượng cung tiền danh nghĩa cho một đơn vị của thunhập Từ tính ổn định trong tỷ lệ thay thế cận biên tiền thực và hàng hoákéo theo mối liên kết cổ điển giữa những sự thay đổi trong mức giá và sựthay đổi trong lượng cung tiền đối với một đơn vị sản phẩm, điều đó cónghĩa là xã hội mong muốn nắm giữ một phần thu nhập thực dưới dạng tiềnmặt

Lý thuyết định lượng cũng có thể được đưa ra dưới dạng các số gia tăngtrưởng là:

GLNM + GLNV =GLNP + GLNQ

Thực hiện dưới dạng hàm số chúng ta có thể viết lại đẳng thức như sau: GLNP = f(GLNM) + g(GLNV, GLNQ) + U

Trong đó U là sai số ngẫu nhiên

Nếu chúng ta giả định rằng hàm g(GLNV, GLNQ) có thể xấp xỉ bởi một

hệ số không đổi a0 thì hàm số có dạng:

GLNP = f(GLNM) + a0

Dưới dạng mô hình hồi quy sẽ là:

GLNPt = a0 +a1GLNMt + U (1)Dạng (1) được đưa ra thực chất là một mô hình dạng gần rút gọn(quasi- reduced form)

Trong đó chúng ta đã giả định rằng sự thực mối quan hệ giữa vận tốc lưuthông tiền tệ và sản phẩm đầu ra là ổn định hơn mối quan hệ giữa nhữngthay đổi trong tiền tệ với những thay đổi trong mức giá Khi đó số hạng a0

cần phải nhỏ Vì a0 đại diện cho sự ảnh hưởng của thu nhập thực và tốc độlưu thông:

a0<0 nếu ảnh hưởng của sự tăng trưởng thu nhập thực mạnh hơn sựtăng trưởng của tốc độ lưu thông

Các giả thuyết của lý thuyết định lượng chặt đã chỉ ra rằng trong dài hạnthì a0 = 0, a11

Nếu a0 >0 hoặc <0 thì điều này chỉ ra rằng những sự thay đổi trong giá

có thể tìm thấy trong việc tính toán sự thay đổi trong thu nhập thực và tốc

độ lưu thông tiền tệ

Bảng 1 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp với

tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả)

Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:28 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLNM1 -0.0783951 -2.0707650 -1.5707358 0.01338

C 0.0098023 3.2651082 1.2654598 0.00608 R-squared 0.136915 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.025260 S.D dependent var 0.008058 S.E of regression 0.008159 Akaike info criterion -6.717026 Sum squared resid 0.001931 Schwarz criterion -6.624510 Log likelihood 106.1139 F-statistic 4.27088 Durbin-Watson stat 1.518768 Prob(F-statistic) 0.01338

Từ bảng ta thấy hệ số chặn và hệ số của cung tiền hẹp có ý nghĩa thống

kê ở mức 5% Tuy nhiên sự thay đổi của chỉ số tiêu dùng chỉ có 13.7% là

do cung tiền hẹp gây ra

Bảng 2 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng với

tỷ lệ tăng trưởng của của chỉ số giá cả)

Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:29 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

GLNM2 -0.079568 1.2829137 1.7335556 0.85061

C 0.011323 2.4366641 1.4895465 0.01677

R-squared 0.058152 Mean dependent var 0.004697

Adjusted R-squared -0.033291 S.D dependent var 0.008058

S.E of regression 0.008191 Akaike info criterion -6.709223

Sum squared resid 0.001946 Schwarz criterion -6.616708

Log likelihood 105.9930 F-statistic 1.652345

Durbin-Watson stat 1.497775 Prob(F-statistic) 0.856138

Từ bảng thấy rằng hệ số chặn có ý nghĩa ở mức 5%, tuy nhiên hệ sốcủa cung tiền mở rộng lại không có ý nhĩa thống kê Đồng nghĩa với việctrong ngắn hạn cung tiền mở rộng không ảnh hưởng tới sự gia tăng chỉ sốgiá tiêu dùng

Bảng 3 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp, thu nhập thực tế với

tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả) Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares

Date: 04/24/07 Time: 09:30 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLNM1 -0.058126 1.638850 1.55456 0.0807 GLNQ -0.021861 -1.902569 -1.279779 0.0639

C 0.009523 2.499813 1.646846 0.0186 R-squared 0.234646 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.010736 S.D dependent var 0.008058 S.E of regression 0.008101 Akaike info criterion -6.701868 Sum squared resid 0.001838 Schwarz criterion -6.563095 Log likelihood 106.8790 F-statistic 3.980675 Durbin-Watson stat 1.468787 Prob(F-statistic) 0.042023

Bảng kết quả cho thấy tất cả các hệ số trong phương trình hồi quy đều

có ý nghĩa thống kê ở mức 10% R2 =23.46% rất nhỏ, thể hiện 23.46% sựthay đổi của giá cả là do thu nhập thực và cung tiền hẹp gây ra

Bảng 4 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng, thu nhập thực tế với tỷ lệ

tăng trưởng của chỉ số giá cả)

Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/26/07 Time: 09:31 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob.

GLNQ -0.024391 2.144888 1.34876 0.0419 GLNM2 -0.064970 -1.185665 -1.99773 0.3940

C 0.011484 2.508726 1.37867 0.0465 R-squared 0.195828 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.022335 S.D dependent var 0.008058 S.E of regression 0.008147 Akaike info criterion -6.690457 Sum squared resid 0.001859 Schwarz criterion -6.551684 Log likelihood 106.7021 F-statistic 3.152296 Durbin-Watson stat 1.262327 Prob(F-statistic) 0.051857

Hệ số của cung tiền mở rộng không có ý nghĩa thống kê, mặc dù đãđưa thêm biến thu nhập thực vào mô hình hồi quy Điều này khẳng địnhthêm rằng cung tiền mở rộng không ảnh hưởng tới giá cả

Bảng 5 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp với

tỷ lệ tăng trưởng của GDP điều chỉnh )

Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:31 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLNM1 -0.038357 -0.209648 -2.234848 0.8354

C 0.016183 1.130515 4.134515 8.0634

R-squared 0.001513 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared -0.032917 S.D dependent var 0.001219 S.E of regression 0.001239 Akaike info criterion -10.48719 Sum squared resid 4.45E-05 Schwarz criterion -10.39467 Log likelihood 164.5514 F-statistic 0.043952 Durbin-Watson stat 2.743924 Prob(F-statistic) 0.835408

Kết quả hồi quy cho thấy, các hệ số trong mô hình đều không có ýnghĩa thống kê dẫn đến cung tiền hẹp không ảnh hưởng tới GDP lạm phát

Bảng 6 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng với

tỷ lệ tăng trưởng của GDP điều chỉnh )

Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:32 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLNM2 0.033574 0.125694 1.8727 0.1643

C 0.011816 0.572343 1.73787 0.1913 R-squared 0.005606 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared 0.033386 S.D dependent var 0.001219 S.E of regression 0.001198 Akaike info criterion -10.55353 Sum squared resid 4.16E-05 Schwarz criterion -10.46101

Log likelihood 165.5797 F-statistic 0.016165 Durbin-Watson stat 2.766558 Prob(F-statistic) 0.164275

Tương tự kết quả hồi quy bảng 6 ta thấy các hệ số của phương trìnhhồi quy đều không có ý nghĩa thống kê, cung tiền mở rộng không ảnh hưởngtới GDP lạm phát

Bảng 7 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp, thu nhập thực tế

với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh)

Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:33 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLNQ -0.441783 0.016303 1.61526 0.0422 GLNM1 0.060874 0.012798 2.424722 0.4027

C 0.014285 1.267179 2.267179 1.7517 R-squared 0.241361 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared -0.005684 S.D dependent var 0.001219 S.E of regression 0.001222 Akaike info criterion -10.48448 Sum squared resid 4.18E-05 Schwarz criterion -10.34571 Log likelihood 165.5094 F-statistic 4.145223 Durbin-Watson stat 2.73310 Prob(F-statistic) 0.012078

Kết quả hồi quy cho thấy chỉ có hệ số của thu nhập thực có ý nghĩathống kê mức 5% Tuy nhiên sự thay đổi của GDP lạm phát cũng chỉ do24% là do thu nhập thực gây ra.

Bảng 8 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng, thu nhập thực tế với tỷ

lệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh)

Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:33 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLNM2 0.093785 0.446937 0.546946 0.0350 GLNQ -0.141280 -2.870995 -2.870475 0.8282

C 0.011385 0.597272 1.797252 1.1630 R-squared 0.243203 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared 0.000576 S.D dependent var 0.001219 S.E of regression 0.001218 Akaike info criterion -10.49072 Sum squared resid 4.16E-05 Schwarz criterion -10.35195 Log likelihood 165.6062 F-statistic 4.138635 Durbin-Watson stat 2.744018 Prob(F-statistic) 0.037758

Với mô hình bảng 7 ta thay cung tiền hẹp bằng cung tiền mở rộng chokết quả là GDP lạm phát chỉ chụi ảnh hưởng của 24% của cung tiền mở rộngvới mức ý nghĩa 5% Mà không chịu ảnh hưởng của thu nhập thực

Từ các kết quả hồi quy trên, tóm tắt ta có bảng sau:

Bảng A: Các kết quả hồi quy (1997:M3 - 2004:M2)

Hệ số của tăng trưởng cung tiền hẹp trong phương trình thứ nhất có giátrị âm nhưng rất nhỏ Điều này chỉ ra rằng mức giá sx giảm 0,7% nếu mứccung tiền hẹp tăng 10% Hệ số xác định bội của các phương trình thu được làquá nhỏ Hệ số chặn thu được trong các phương trình đều dương, rất nhỏnhưng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% cho thấy tốc độ lưu thông tiền

tệ trong ngắn hạn có tác động đến mức tăng của giá cả

Từ phương trình thứ hai và thứ tư, hệ số của mức tăng trưởng của mứccung tiền mở rộng M2 đều âm, không có nghĩa thống kê và cũng không khácbiệt nhiều so với giá trị 0 Điều này cho thấy rằng sự biến động của khốilượng tiền cung ứng mở rộng không ảnh hưởng tới sự biến động của giá cả

Khi thực hiện hồi quy mà trong đó biến giải thích lần lượt là M1 hoặcM2, biến giá cả, các hệ số của chúng đều âm, hoàn toàn khác xa về mặt lýthuyết mà như chúng ta mong đợi là giá trị này phải dương Giá trị của hệ sốxác định R2 trong các phương trình hồi quy còn quá nhỏ cho thấy các phươngtrình được chỉ định là chưa hợp lý, đòi hỏi ta cần điều chỉnh Phương trìnhước lượng tốt nhất thu được là:

P N

Kết quả hồi trong đó biến GDP lạm phát như là một biến phụ thuộc làđược cải thiện thêm (Phương trình 7,8 Bảng A) Khi đưa thêm biến thu nhậpthực vào trong vế phải của mỗi phương trình, kết quả hồi quy cho thấy ảnhhưởng rõ ràng của biến này đối với sự biến động của giá cả Hệ số của thunhập thực là âm và có ý nghĩa thống kê mức 5% Cho dù chưa có ý nghĩathống kê, nhưng dấu của các hệ số của M1 và M2 đều dương là phù hợp với

lý thuyết Hệ số xác định bội đã tăng lên khi chúng ta đưa thêm biến mới vàochỉ ra rằng, ảnh hưởng tới sự biến động của giá không chỉ có do sự biến độngcủa lượng tiền cung ứng và thu nhập thực, mà còn những nhân tố khác cầnđưa thêm vào trong mô hình

Khi chỉ định mà mô hình trong đó tỷ lệ lạm phát như là hàm của sựthay đổi lượng tiền cung ứng cho mỗi đơn vị thu nhập cũng cho ta kết quatương tự Kết quả hồi quy mà trong đó M1 được đại diện cho tiền cung ứngthu được như sau Kết quả từ Eviews:

Bảng 9

Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:45 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob. GLN_M1_Q_01 0.018022 2.226665 3.412803 0.1200

C 0.005101 1.475495 1.433678 0.0019 R-squared 0.236866 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared 0.003655 S.D dependent var 0.008058 S.E of regression 0.008043 Akaike info criterion -6.745633 Sum squared resid 0.001876 Schwarz criterion -6.653118 Log likelihood 106.5573 F-statistic 2.71005 Durbin-Watson stat 1.152157 Prob(F-statistic) 0.010045

Bảng 10

Dependent Variable: GLNGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 11:00 Sample: 1997:1 2004:3

Included observations: 31 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLN_M1_Q_01 0.141482 0.960525 0.916879 0.0366

C 0.013815 2.850117 32.35572 2.6101 R-squared 0.231777 Mean dependent var 0.003844 Adjusted R-squared -0.005339 S.D dependent var 0.000633 S.E of regression 0.000635 Akaike info criterion -11.82459 Sum squared resid 1.17E-05 Schwarz criterion -11.73207 Log likelihood 185.2811 F-statistic 8.110666 Durbin-Watson stat 2.74471 Prob(F-statistic) 0.046768

R2 =0.24 F=(8.54)* D-W=2.75

Hơn nữa các kết quả thu được khi thực hiện hồi quy mà trong đó đạidiện cho cung tiền là lượng tiền cung ứng M2 cũng được xem xét và cho cáckết quả như phần trên đã cho thấy rằng ảnh hưởng của cung tiền tới thu nhậplạm phát là lớn hơn mức tác động đến giá cả

Các suy luận được đưa ra ở trên chỉ ra rằng tác động của tiền hẹp cungứng tới sự thay đổi của giá cả là lớn hơn tác động của khối lượng tiền mởrộng Tuy vậy khi xem xét mối quan hệ của cả hai khối lượng tiền này đến sựthay đổi của lạm phát và GDP lạm phát thì thấy rằng ảnh hưởng của chúngđến GDP lạm phát là lớn hơn rất nhiều Việc đưa biến thêm thu nhập thực vàotrong mô hình đều làm tăng thêm giá trị của hệ số xác định R2 khẳng định ảnhhưởng của nó trong sự biến động của giá cả Với giá trị của hệ số xác định bội

R2 các phương trình hồi quy còn là thấp, còn nhiều khuyết tật chưa khắc phụcđược cho thấy rằng trong ngắn hạn, ảnh hưởng của khối lượng tiền cung ứngchưa có những tác động lớn đến sự biến động của giá cả vì chúng ta biết rằngkhối lượng tiền cung ứng ra trong thời kỳ vừa qua của Việt nam là được kiểmsoát, cho nên với giả định V được xem là ít biến động, mức giá là hoàn toàn

có thể kiểm soát được Vì vậy từ các kết luận nhận được, chúng ta có thể chorằng trong phân tích ngắn hạn, tác động của mức cung tiền tới sự gia tăng củagiá cả là không lớn Điều này là phù hợp với những kết quả về mặt định tính

mà tác giả Trương Quang Hùng và Vũ Hoài Bão đã đưa ra

5 Phân tích trong dài hạn.

Phân tích kết quả trên cho thấy rằng với số liệu chúng ta lấy theo quý,

do đó tác động của tiền cung ứng tới sự thay đổi của giá cả trong ngắn hạn làkhông rõ ràng Hơn nữa các hệ số của biến tiền cung ứng âm là chưa phù hợp

với lý thuyết đã nêu Do đó trong phần này chúng ta sẽ xem xét tác động của

sự thay đổi giá cả trong dài hạn của Việt nam Bởi lẽ trong thực tế, mối quan

hệ giữa sự thay đổi trong lượng tiền và sự thay đổi trong mức giá có độ trễthời gian Theo đó, tác động của sự thay đổi trong lượng tiền sẽ chuyển toàn

bộ vào sự gia tăng của mức giá tổng quát và các biến số sẽ trở về đúng với xuhướng của nó trong dài hạn và nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng

độ trễ thời gian khoảng 12 tháng đến 14 tháng Vì vậy ở phần này sẽ có haicách tiếp cận để xem xét ảnh hưởng của cung tiền: phương pháp trung bìnhtrượt và mô hình trễ có phân phối

Việc áp dụng phương pháp trung bình trượt nhằm loại bỏ yếu tố chu

kỳ, mùa vụ cũng như những yêú tố bất thường khác trong biến cung tiền vàgiá cả để từ đó thiết lập mối quan hệ xác thực giữa chúng Để phù hợp lý luận

ở trên, chúng ta sử dụng trung bình trượt theo 5 quý, 7 quý và 9 quý cho sựtăng trưởng của cung tiền (mà đại diện là M1) và giá cả

(Trung bình trượt 2m+1 điểm trung tâm gản đơn, mỗi quan sát ta lấytrng bình số học giản đơn của chính quan sát này và m quan sát ở trước và sauquan sát này Với Yt, t= 1,2,3…n là các qnan sát của chuỗi thời gian, Y*

t trungbình trượt 2m+1 điểm trung tâm giản đơn Y*

t được xác định bằng công thứcsau:

1 2

Y Y

Sử dụng phương pháp hồi quy OLS cho các số liệu sau khi đã thực hiệnquá trình trung bình trượt thu được kết quả từ Eviews:

Bảng 11 (quan hệ trung bình trượt 5 quý của chỉ số giá cả và

trung bình trượt 5 quý cung tiền hẹp):

Dependent Variable: GLN_P5_01 Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 11:31 Sample(adjusted): 1997:3 2004:1 Included observations: 27 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLNM5_01 -0.166263 -5.699099 1.64955 0.0083

C 0.014208 7.851475 0.26914 0.0000 R-squared 0.587168 Mean dependent var 0.004064 Adjusted R-squared 0.217055 S.D dependent var 0.004382 S.E of regression 0.003877 Akaike info criterion -8.196291 Sum squared resid 0.000376 Schwarz criterion -8.100303 Log likelihood 112.6499 F-statistic 28.777967 Durbin-Watson stat 0.830028 Prob(F-statistic) 0.008332

Từ kết quả hồi quy cho thấy các hệ số trong mô hình có ý nghĩa thống kê

ở mức 5% Ở mô hình này sự thay đổi của giá cả 58.7% là do cung tiền hẹpgây ra

Bảng12 (quan hệ trung bình trượt 7 quý của chỉ số giá cả và

trung bình trượt 5 quý cung tiền hẹp)

Dependent Variable: GLN_P7_01 Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 11:40 Sample(adjusted): 1997:4 2003:3 Included observations: 24 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLN_M7_01 -0.164807 -5.364303 -1.550871 0.0392

C 0.014102 7.487307 0.14830 0.0009 R-squared 0.578481 Mean dependent var 0.003525 Adjusted R-squared 0.108731 S.D dependent var 0.003692 S.E of regression 0.003486 Akaike info criterion -8.400626 Sum squared resid 0.000267 Schwarz criterion -8.302455 Log likelihood 102.8075 F-statistic 3.805898 Durbin-Watson stat 1.245467 Prob(F-statistic) 0.039237

Bảng 13 (quan hệ trung bình trượt 9 quý của chỉ số giá cả và

trung bình trượt 9 quý cung tiền hệ)

Dependent Variable: GLN_P9_01 Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 11:53 Sample(adjusted): 1998:1 2003:2 Included observations: 22 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GLN_M9_01 -0.185622 -6.184597 -1.178646 0.0423

C 0.014937 8.144544 1.783878 0.0115 R-squared 0.668489 Mean dependent var 0.003079 Adjusted R-squared 0.018196 S.D dependent var 0.002820 S.E of regression 0.002794 Akaike info criterion -8.835966 Sum squared resid 0.000156 Schwarz criterion -8.736780 Log likelihood 99.19563 F-statistic 38.150594 Durbin-Watson stat 1.23891 Prob(F-statistic) 0.033723