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 cảPHẦN MỞ ĐẦU

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, từđó 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 khôngco 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 đómô 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 hàmvề 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 dựngmô 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 tếmở 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 tệvà giá cả được thể hiện bởi phương trình định lượng: MV=P*Q

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 địnhrõ 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 củaẤn 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 thậpkỷ 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 kỳ1998 – 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% Năm2004 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 rằngđã 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 trễmà 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 chỉsố 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 thườngđó 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 kinhtế 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 giácả 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 đoạntừ 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 namBáo 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 mộthệ số không đổi a0 thì hàm số có dạng:

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 giácó thể tìm thấy trong việc tính toán sự thay đổi trong thu nhập thực và tốcđộ lưu thông tiền tệ

4 Phân tích trong ngắn hạn

Ước lượng (1) với sự việc thay thế lần lượt các biến giải thích trong môhình cho chúng ta mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp vớitỷ lệ tăng trưởng của của chỉ số giá cả là lớn hơn so với mối quan hệ giữacác chỉ số khác Kết quả hồi quy từ Eviews: (Bảng 1  8)

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

tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả)

Dependent Variable: GLNPMethod: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 09:28

Sample: 1997:1 2004:3Included observations: 31

VariableCoefficient Std Errort-StatisticProb.GLNM1-0.0783951 -2.0707650 -1.57073580.01338

C0.00980233.26510821.26545980.00608R-squared0.136915Mean dependent var0.004697Adjusted R-squared -0.025260S.D dependent var0.008058S.E of regression0.008159Akaike info criterion-6.717026Sum squared resid0.001931Schwarz criterion-6.624510Log likelihood106.1139F-statistic4.27088Durbin-Watson stat1.518768Prob(F-statistic)0.01338

Từ bảng ta thấy hệ số chặn và hệ số của cung tiền hẹp có ý nghĩa thốngkê ở mức 5% Tuy nhiên sự thay đổi của chỉ số tiêu dùng chỉ có 13.7% làdo 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: GLNPMethod: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 09:29

Sample: 1997:1 2004:3Included observations: 31

VariableCoefficientStd Error t-StatisticProb.GLNM2-0.0795681.2829137 1.73355560.85061

C0.0113232.4366641 1.48954650.01677R-squared0.058152Mean dependent var0.004697Adjusted R-squared-0.033291S.D dependent var0.008058S.E of regression0.008191Akaike info criterion-6.709223Sum squared resid0.001946Schwarz criterion-6.616708Log likelihood105.9930F-statistic1.652345Durbin-Watson stat1.497775Prob(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: GLNPMethod: Least Squares

Date: 04/24/07 Time: 09:30Sample: 1997:1 2004:3Included observations: 31

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.GLNM1-0.0581261.6388501.554560.0807

GLNQ-0.021861-1.902569-1.2797790.0639C0.0095232.4998131.6468460.0186R-squared0.234646Mean dependent var0.004697Adjusted R-squared-0.010736S.D dependent var0.008058S.E of regression0.008101Akaike info criterion-6.701868Sum squared resid0.001838Schwarz criterion-6.563095Log likelihood106.8790F-statistic3.980675Durbin-Watson stat1.468787Prob(F-statistic)0.042023

Bảng kết quả cho thấy tất cả các hệ số trong phương trình hồi quy đềucó 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: GLNPMethod: Least SquaresDate: 04/26/07 Time: 09:31

Sample: 1997:1 2004:3Included observations: 31

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.

GLNQ-0.0243912.1448881.348760.0419GLNM2-0.064970-1.185665-1.997730.3940C0.0114842.5087261.378670.0465R-squared0.195828Mean dependent var0.004697Adjusted R-squared-0.022335S.D dependent var0.008058S.E of regression0.008147Akaike info criterion-6.690457Sum squared resid0.001859Schwarz criterion-6.551684Log likelihood106.7021F-statistic3.152296Durbin-Watson stat1.262327Prob(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: GLNDGDPMethod: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 09:31

Sample: 1997:1 2004:3Included observations: 31

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.GLNM1-0.038357-0.209648-2.2348480.8354

C0.0161831.1305154.1345158.0634

R-squared0.001513Mean dependent var0.006217Adjusted R-squared-0.032917S.D dependent var0.001219S.E of regression0.001239Akaike info criterion-10.48719Sum squared resid4.45E-05Schwarz criterion-10.39467Log likelihood164.5514F-statistic0.043952Durbin-Watson stat2.743924Prob(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: GLNDGDPMethod: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 09:32

Sample: 1997:1 2004:3Included observations: 31

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.GLNM20.0335740.1256941.87270.1643

C0.0118160.5723431.737870.1913R-squared0.005606Mean dependent var0.006217Adjusted R-squared0.033386S.D dependent var0.001219S.E of regression0.001198Akaike info criterion-10.55353Sum squared resid4.16E-05Schwarz criterion-10.46101

Log likelihood165.5797F-statistic0.016165Durbin-Watson stat2.766558Prob(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: GLNDGDPMethod: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 09:33

Sample: 1997:1 2004:3Included observations: 31

VariableCoefficientStd Error t-StatisticProb.GLNQ-0.4417830.0163031.615260.0422GLNM10.0608740.0127982.4247220.4027C0.0142851.2671792.2671791.7517R-squared0.241361Mean dependent var0.006217Adjusted R-squared-0.005684S.D dependent var0.001219S.E of regression0.001222Akaike info criterion-10.48448Sum squared resid4.18E-05Schwarz criterion-10.34571Log likelihood165.5094F-statistic4.145223Durbin-Watson stat2.73310Prob(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 tỷlệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh)

Dependent Variable: GLNDGDPMethod: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 09:33

Sample: 1997:1 2004:3Included observations: 31

VariableCoefficient Std Errort-StatisticProb.GLNM20.0937850.4469370.5469460.0350

GLNQ-0.141280-2.870995-2.8704750.8282C0.0113850.5972721.7972521.1630R-squared0.243203Mean dependent var0.006217Adjusted R-squared0.000576S.D dependent var0.001219S.E of regression0.001218Akaike info criterion-10.49072Sum squared resid4.16E-05Schwarz criterion-10.35195Log likelihood165.6062F-statistic4.138635Durbin-Watson stat2.744018Prob(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)

Biến độc lậpTBiến phụ

thuộcHệ số chặn GLNM1 GLNM2 GLNQ R2 FW

GLNP 0.0098-0.0784 0.13694.2708*1.5187Se(3.265)*(-2.071)*

2 GLNP 0.0113 0.0795-0.05811.65231.4977(2.4366)*1.2829

3 GLNP 0.0095-0.0581 0.02180.2346(3.9806)*1.4687(2.4998)* (-.6388)**-(1.9025)**

4 GLNP 0.0115 0.0649-0.02440.1958(3.152)**1.2623(2.5087)* -1.1856(2.1448)*

GLND 0.0162-0.0383 0.00150.04392.74391.1305-0.2096

GLND 0.0125-0.0335-0.00560.01612.76650.57230.1184

GLND 0.01420.0608 0.44170.2413(4.1452)*2.86151.26720.4247(2.7331)*

GLND 0.0113-0.9446-0.1412-0.2412(4.1386)*2.74400.59720.4469(-2.8709)*

Dấu (*) chỉ hệ số có ý nghĩa ở mức 5%, dấu (**) chỉ hệ số có ý nghĩa ởmức 10%.

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 tiềntệ 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:

PN

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 vớilý 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: GLNPMethod: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 10:45

Sample: 1997:1 2004:3Included observations: 31

VariableCoefficient Std Errort-StatisticProb.GLN_M1_Q_010.0180222.2266653.4128030.1200

C0.0051011.4754951.4336780.0019R-squared0.236866Mean dependent var0.004697Adjusted R-squared0.003655S.D dependent var0.008058S.E of regression0.008043Akaike info criterion-6.745633Sum squared resid0.001876Schwarz criterion-6.653118Log likelihood106.5573F-statistic2.71005Durbin-Watson stat1.152157Prob(F-statistic)0.010045

Phương trình:

GL ˆ =0.005101+0.018022*GLNˆ(M1/Q)+eˆ (2.4.2)Se (2.226665)* (1.47495)***

R2 =0.236866 F=2.71005 D- W=1.152157

Hệ số góc của phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê với 5%, hệ sốcủa Ln(M1/Q) có ý nghĩa thống kê ở mức 15% 23% sự thay đổi của lạmphát là do tiền cung ứng cho một đơn vị thu nhập gây ra.

Bảng 10

Dependent Variable: GLNGDPMethod: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 11:00

Sample: 1997:1 2004:3

Included observations: 31

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.GLN_M1_Q_010.1414820.9605250.9168790.0366

C0.0138152.85011732.355722.6101R-squared0.231777Mean dependent var0.003844Adjusted R-squared-0.005339S.D dependent var0.000633S.E of regression0.000635Akaike info criterion-11.82459Sum squared resid1.17E-05Schwarz criterion-11.73207Log likelihood185.2811F-statistic8.110666Durbin-Watson stat2.74471Prob(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 bộiR2 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 toàncó 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 tínhmà 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 củasự thay đổi giá cả trong dài hạn của Việt nam Bởi lẽ trong thực tế, mối quanhệ 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 toànbộ 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 rằngđộ 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 chukỳ, 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 luậnở 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:

YY

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_01Method: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 11:31Sample(adjusted): 1997:3 2004:1

Included observations: 27 after adjusting endpoints

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.GLNM5_01-0.166263-5.6990991.649550.0083

C0.0142087.8514750.269140.0000R-squared0.587168Mean dependent var0.004064Adjusted R-squared0.217055S.D dependent var0.004382S.E of regression0.003877Akaike info criterion-8.196291Sum squared resid0.000376Schwarz criterion-8.100303Log likelihood112.6499F-statistic28.777967Durbin-Watson stat0.830028Prob(F-statistic)0.008332

Phương trình:

GLNˆ(P5)0.014208-0.166263*GLNˆM(5)eˆ (2.5.1)

(7.851475)* (-5.699099)*

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_01Method: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 11:40Sample(adjusted): 1997:4 2003:3

Included observations: 24 after adjusting endpoints

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.GLN_M7_01-0.164807-5.364303-1.5508710.0392

C0.0141027.4873070.148300.0009R-squared0.578481Mean dependent var0.003525Adjusted R-squared0.108731S.D dependent var0.003692S.E of regression0.003486Akaike info criterion-8.400626Sum squared resid0.000267Schwarz criterion-8.302455Log likelihood102.8075F-statistic3.805898Durbin-Watson stat1.245467Prob(F-statistic)0.039237

Phương trình:

(7.487307)* (-5.364303)*

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_01Method: Least SquaresDate: 04/24/07 Time: 11:53Sample(adjusted): 1998:1 2003:2

Included observations: 22 after adjusting endpoints

VariableCoefficientStd Errort-StatisticProb.GLN_M9_01-0.185622-6.184597-1.1786460.0423

C0.0149378.1445441.7838780.0115R-squared0.668489Mean dependent var0.003079Adjusted R-squared0.018196S.D dependent var0.002820S.E of regression0.002794Akaike info criterion-8.835966Sum squared resid0.000156Schwarz criterion-8.736780Log likelihood99.19563F-statistic38.150594Durbin-Watson stat1.23891Prob(F-statistic)0.033723

Phương trình:

(8.144544)* ( -6.184597)*

Trong tất cả các phương trình đó, hệ số của cung tiền là có ý nghĩa vớimức 5% Tuy nhiên chúng ta vẫn nhận thấy rằng dấu của nó vẫn âm, khácxa mong đợi của chúng ta về mặt lý thuyết Hệ số D-W đã chỉ ra rằng trongcác phương trình thu được tồn tại hiện tượng tự tương quan dương Điềunày thường xảy ra đối với chuỗi sử dụng phương pháp trung bình trượt.