Đo lường tính dai dẳng của lạm phát ở việt nam

B GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO BỘ TRƯ TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM -o0o-  DƯ THÂN DANH ĐO LƯỜNG NG T TÍNH DAI DẲNG NG CỦA C LẠM M PHÁT Ở VIỆT T NAM LU LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TỀ TP.HCM - Năm 2014 B GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO BỘ TRƯỜ ỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM -o0o-  DƯ THÂN DANH ĐO LƯỜNG NG TÍNH T DAI DẲNG NG CỦA C LẠM M PHÁT Ở VIỆT T NAM Chuyên ngành: Tài Chính Chính- Ngân hàng Mã S Số: 60340201 LU LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TỀ Hướng Dẫn Khoa Học PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa TP.HCM - Năm 2014 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan: a Những nội dung luận văn thực hướng dẫn trực tiếp PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa b Mọi tham khảo dùng luận văn trích dẫn rõ ràng trung thực tên tác giả, tên cơng trình, thời gian địa điểm công bố c Mọi chép không hợp lệ, vi phạm quy chế đào tạo, hay gian trá, tơi xin chịu hồn tồn trách nhiệm Tác giả Dư Thân Danh MỤC LỤC Trang phụ bìa Lời cam đoan Mục Lục Danh Mục Các Bảng Biểu Lời mở đầu Chương 1: Giới Thiệu 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu 1.4 Đối tượng nghiên cứu 1.5 Hướng phát triển đề tài 1.6 Kết cấu nghiên cứu Chương 2: Tổng quan nghiên cứu 2.1 Khái niệm tính dai dẳng lạm phát 2.2 Nguyên nhân gây tính dai dẳng lạm phát 2.3 Đo lường tính dai dẳng lạm phát 10 2.4 Đo lường tính dai dẳng nhóm hàng hóa cấu thành nên rổ số giá tiêu dùng CPI áp lực lạm phát kinh tế 14 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu 18 3.1 Thu thập xử lý số liệu 18 3.2 Kiểm định tính dừng liệu 18 3.3 Kiểm định Chow tìm điểm gãy cấu trúc liệu 21 3.4 Đo lường tính dai dẳng lạm phát 23 3.5 Đo lường lạm phát kinh tế 25 Chương 4: Kết nghiên cứu 28 4.1 Đo lường tính dai dẳng lạm phát 28 4.2 Đo lường tính dai dẳng nhóm hàng hóa cấu thành nên số giá tiêu dùng CPI lạm phát Việt Nam 34 4.2.1 Đo lường tính dai dẳng nhóm hàng hóa cấu thành giỏ hàng hóa giá tiêu dùng CPI 34 4.2.2 Đo lường giá trị lạm phát kinh tế 37 Chương 5: Kết luận 47 5.1 Kết luận 47 5.2 Hạn chế hướng nghiên tương lai 49 5.3 Một số kiến nghị 50 Danh mục tài liệu tham khảo Phụ Lục DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU VÀ ĐỒ THỊ Nội dung Hình 2.1: Minh họa tốc độ quay trở mức cân tính dai dẳng lạm phát Bảng 3.1 : Kiểm định tính dừng lạm phát Việt Nam 1995-2013 theo phương pháp ADF Bảng 3.2 : Kiểm định tính dừng lạm phát Việt Nam 1995-2013 theo phương pháp Phillips Perron Bảng 3.3 Kiểm định tính dừng nhóm hàng hóa cấu thành nên rổ số giá tiêu dùng CPI Bảng 3.4 : Kiểm định Chow với điểm gãy quý 3/2007 Trang 12 19 20 20 22 Bảng 3.5 : Kiểm định Chow với điểm gãy quý 1/2004 23 Bảng 4.1 : Độ trễ mơ hình tự hồi quy CPI Việt Nam qua giai đoạn 28 Bảng 4.2 : Hàm tự hồi quy AR lạm phát Việt Nam giai đoạn 1995 – 2013 30 Bảng 4.3 : Hàm tự hồi quy AR lạm phát Việt Nam giai đoạn 1995 – 2007 31 Bảng 4.4 : Hàm tự hồi quy AR lạm phát Việt Nam giai đoạn 2007 – 2013 32 Bảng 4.5 : Tổng hợp tính dai dẳng lạm phát Việt Nam qua thời kỳ 33 Bảng 4.6 : Tính dai dẳng nhóm hàng hóa rổ giá hàng tiêu 35 dùng Bảng 4.7 : Trọng số nhóm hàng hóa 38 Hình 4.1 : Trọng số nhóm hàng hóa rổ hàng tiêu dùng 40 Hình 4.2 Lạm phát Việt Nam 42 Hình 4.3 Sai số dự báo bình phương trung bình MSE phương pháp 44 tính lạm phát Bảng 4.8 : So sánh độ xác phương pháp tính lạm phát 45 MỞ ĐẦU Việc nghiên cứu lạm phát tính chất lạm phát đề tài thu hút quan tâm nhà nghiên cứu khắp nơi giới Tính dai dẳng lạm phát chủ đề mẻ dần thu hút ngày nhiều ý học giả ngồi nước Dựa mơ hình Fuhrer (2009), Babetskii (2007), Rangasamy (2009), nghiên cứu tiến hành tính tốn số liệu tính dai dẳng lạm phát Việt Nam nhằm có nhìn khái qt hiệu lực sách tiền tệ Việt Nam, thực việc tính tốn áp lực lạm phát dài hạn dựa việc tính tốn tính dai dẳng nhóm hàng hóa thành phần cấu tạo nên rổ giá hàng tiêu dùng CPI Có ba kết luận rút từ nghiên cứu : thứ nhất, tính dai dẳng lạm phát suy giảm kể từ sau Việt Nam gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới WTO, tương ứng với nỗ lực Chính phủ việc kiềm chế giá ổn định kinh tế vĩ mơ Thứ hai, tính dai dẳng nhóm hàng hóa thành phần cấu thành nên số giá hàng tiêu dùng CPI khơng giống tính dai dẳng lạm phát mức độ tổng thể lớn bình quân tính dai dẳng nhóm hàng hóa thành phần Thứ ba, ngắn hạn, tính dai dẳng lạm phát giúp ta tính tốn áp lực lạm phát kinh tế tốt so với phương pháp truyền thống loại bỏ nhóm mặt hàng mang tính biến động cao lương thực – thực phẩm, việc loại bỏ vốn chủ yếu dựa kinh nghiệm nhà nghiên cứu CHƯƠNG : GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài : Việt Nam trải qua giai đoạn siêu lạm phát năm 1980 đầu năm 1990 bắt đầu cải cách kinh tế Ngoại trừ giai đoạn 2000-2003 lạm phát thấp ổn định mức thấp 5%, tỷ lệ lạm phát Việt Nam thường xuyên mức cao, lạm phát kéo dài lâu có biến động mạnh so với lạm phát nước khu vực Những kiện gần việc Việt Nam gia nhập WTO, luồng vốn nước đột ngột chảy mạnh vào Việt Nam hai năm 2007-2008, vấn đề thị trường ngoại hối Việt Nam hai năm 2009 2010 khủng hoảng kinh tế giới nguy lạm phát tăng mạnh trở lại đặt nhiều thách thức cho việc quản lý kinh tế vĩ mô đặc biệt việc kiểm soát lạm phát Việt Nam Nghị 11 đời với hàng loạt biện pháp nhằm kiềm chế lạm phát, ổn định kinh tế cho thấy rõ tâm người quản lý điều hành sách Việt Nam việc ổn định kinh tế vĩ mô Mặc dù nay, tập trung tăng trưởng kinh tế sau giai đoạn khủng hoảng vấn đề ưu tiên hàng đầu, khơng mà mục tiêu lạm phát bị xem nhẹ Lạm phát ổn định liền với tăng trưởng kinh tế bền vững giải pháp phát triển toàn diện cho kinh tế Việt Nam Mục tiêu nghiên cứu tính tốn tính dai dẳng lạm pháp – tốc độ quay trở mức lạm phát cân ban đầu sau chịu tác động cú sốc Việc nghiên cứu tính dai dẳng lạm phát đem đến cho ta nhiều lợi ích : Thứ nhất, tính dai dẳng lạm phát cung cấp thơng tin quan trọng tác động cú sốc lên kinh tế theo thời gian, thơng tin hữu ích việc thực thi chi sách tiền tệ, giúp sách tiền tệ hiệu đạt mục tiêu đề Thứ hai, tính dai dẳng lạm phát cho thấy tính chất lạm phát khác ứng với giai đoạn khác kinh tế : giai đoạn tập trung tăng trưởng cao hay giai đoạn ổn định lạm phát phát triển bền vững… Thứ ba, tính dai dẳng lạm phát cung cấp cho ta công cụ để tính áp lực lạm phát kinh tế, lạm phát ổn định dài hạn sau loại bỏ thành phần tăng giá mang yếu tố tức thời ngắn hạn 1.2 Mục tiêu nghiên cứu : Mục tiêu nghiên cứu đo lường tính dai dẳng lạm phát Việt Nam Từ xem xét thay đổi tính dai dẳng qua giai đoạn khác kinh tế Bài nghiên cứu cịn tính tốn tính dai dẳng nhóm mặt hàng cấu thành nên số giá tiêu dùng CPI nhằm làm rõ đâu nhóm mặt hàng gây tính dai dẳng lạm phát sử dụng tính tốn áp lực lạm phát kinh tế Phương pháp nghiên cứu viết tổng hợp từ phương pháp nghiên cứu sử dụng Rangasamy (2009), Babetskii (2007) Cụ thể, viết sử dụng mơ hình tự hồi quy AR việc nghiên cứu chuỗi liệu thời gian lạm phát, phương pháp kiểm định tính dừng, kiểm định sai số dự báo để phục vụ cho mục tiêu nghiên cứu 1.3 Câu hỏi nghiên cứu : Dựa mục tiêu nghiên cứu, nêu câu hỏi nghiên cứu cần làm rõ thông qua nghiên cứu sau : - Tính dai dẳng lạm phát Việt Nam cao hay thấp có thay đổi qua thời kỳ hay khơng ? - Tính dai dẳng nhóm hàng hóa cấu thành nên số giá tiêu dùng có giống khơng Đâu mặt hàng đóng góp chung vào tính dai dẳng lạm phát Việt Nam ? - Việc tính tốn lạm phát kinh tế thông qua số dai dẳng nhóm hàng hóa có phải cơng cụ tốt so với tính toán lạm phát truyền thống ? 1.4 Đối tượng nghiên cứu : Nghiên cứu dựa mẫu liệu quan sát liệu theo quý số giá tiêu dùng CPI Việt Nam theo số liệu thu thập từ thư viện e-library IMF từ 1995 đến 2013 Ngoài ra, nghiên cứu sử dụng liệu số giá mười nhóm hàng hóa cấu thành nên số giá tiêu dùng CPI từ 2004 đến 2013 lấy từ Tổng cục Thống kê Các liệu báo cáo hàng tháng chuyển đổi thành liệu theo quý nhằm tạo thống xuyên suốt nghiên cứu 1.5 Hướng phát triển đề tài : Bài nghiên cứu tiếp cận mơ hình phân tích đơn nhân tố, dùng số liệu lạm phát khứ để tính tốn tính dai dẳng Ưu điểm hướng tiếp cận mơ hình đơn giản, dễ sử dụng, dễ tìm kiếm số liệu tập trung vào chuỗi liệu tính chất lạm phát Tuy nhiên, số hướng nghiên cứu giới sử dụng mô hình phân tích đa nhân tố với nhiều liệu khác ngồi liệu lạm phát, mơ hình tương đối phức tạp cho ta nhìn rõ nhân tố tác động đến tinh dai dẳng lạm phát Ngoài ra, số giá hàng tiêu dùng CPI, ta sử dụng số giá khác số giảm phát GDP, số giá sản xuất, số giá hàng hóa để nghiên cứu tính dai dẳng nhiều góc độ khác Bên cạnh đó, viết dùng số liệu nhóm hàng hóa cấp rổ số giá tiêu dùng CPI, nhiên, nhóm hàng hóa bao gồm nhiều hàng hóa nhỏ khác với tính chất tính dai dẳng khác Việc nghiên cứu mở rộng theo hướng nghiên cứu liệu nhóm hàng hóa cấp 2, cấp 3… nhằm có nhìn xác cụ thể thành phần gây tính dai dẳng rổ số giá tiêu dùng CPI 1.6 Kết cấu nghiên cứu : Chương : Giới thiệu Chương nêu lý để thực đề tài,ý nghĩa việc nghiên cứu tính dai dẳng lạm phát Việt Nam Ngoài ra, chương cung cấp cho người đọc mục tiêu, đối tượng, nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu, phân tích hướng phát triển thêm đề tài tương lai Chương : Tổng quan lý thuyết giới, nước phát triển, đời sống thu nhập mức cao tiêu cho lương thực – thực phẩm nhỏ, quốc gia này, việc loại bỏ nhóm hàng khỏi số giá tiêu dùng không gây ảnh hưởng lớn trường hợp Việt Nam - Việc đơn loại bỏ nhóm hàng tiêu dùng gây tình trạng vừa bỏ nhầm vừa bỏ sót Về nguyên tắc, để tính lạm phát bản, ta cần loại bỏ nhóm hàng có giá thay đổi đột biến, thời Tuy nhiên, nhóm hàng loại bỏ thường khơng phải nhóm hàng cấp III mà khơng phải nhóm hàng cấp I Do đó, việc loại bỏ nhóm lương thực – thực phẩm gồm 20 nhóm hàng cấp III mà nhóm lại có tính chất biến động khác nhau, dẫn đến tình trạng loại nhầm nhóm nhỏ có tính chất ổn định, khơng có thay đổi đột biến bỏ sót nhóm nhỏ khác có thay đổi đột biến, tức thời nhóm nhỏ khác ví dụ xăng dầu CHƯƠNG : KẾT LUẬN 5.1 Kết luận : Kể từ gia nhập tổ chức Thương mại Thế giới WTO, kinh tế Việt Nam có bước phát triển đáng kể, nguồn vốn đầu tư nước liên tục chảy vào, giá trị xuất nhập kinh tế tăng trưởng đặn qua năm, mối liên hệ giao thương với quốc gia khác ngày dễ dàng thuận lợi… Tuy nhiên, kèm với hội thuận lợi khó khăn, thách thức không nhỏ mà cân đối vĩ mô liên tục xuất ngày nghiêm trọng, kinh tế rơi vào vịng xốy khủng hoảng, lạm phát, giảm phát… ảnh hưởng lớn đời sống tầng lớp người dân xã hội, đe dọa đến phát triển bền vững đất nước Trong bối cảnh đó, lạm phát lên nhân tố hàng đầu gây bất ổn cho kinh tế vĩ mơ Giá hàng hóa, đặc biệt mặt hàng thiết yếu lương thực, thực phảm, xăng dầu tăng mạnh qua năm, gây xáo trộn kinh tế buộc phủ phải liên tục đưa biện pháp nhằm kiểm chế lạm phát bình ổn kinh tế Bài nghiên cứu nhằm mục đích tính tốn tính dai dẳng lạm phát Việt Nam, từ thấy rõ phần tính chất lạm phát hiệu lực sách tiền tệ qua giai đoạn khác kinh tế Từ kết nghiên cứu biết, đến số kết luận trả lời cho câu hỏi nghiên cứu đặt chương I sau : Tính dai dẳng lạm phát Việt Nam mức cao so với quốc gia phát triển có lạm phát ổn định sách tiền tệ minh bạch, rõ ràng Nhưng tính dai dẳng giảm kể sau năm 2007 : So với quốc gia phát triển nước thực sách lạm phát mục tiêu như, tính dai dẳng lạm phát Việt Nam mức cao Điều lý giải sách tiền tệ Việt Nam không thật rõ ràng quán Chính sách tiền tệ hướng tới nhiều mục tiêu khơng tạo an tâm cho cơng chúng mức lạm phát ổn định tương lai, thế, so với quốc gia phát triển, lạm phát Việt Nam khoản thời gian dài để quay trở vị trí cân sau tác động cú sốc Tuy nhiên, tính dai dẳng lạm phát Việt Nam suy giảm sau năm 2007 Dịng vốn đầu tư nước ngồi đổ liên tục chảy mạnh vào kinh tế sau Việt Nam gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới năm 2007, phát triển nóng kinh tế thông qua cung tiền tăng trưởng tín dụng làm cho giá hàng hóa tăng cao Trong bối cảnh đó, phủ liên tục đưa biện pháp kiềm chế lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô mà bật Nghị 11 với loạt biện pháp toàn diện, từ ngắn hạn đến dài hạn, thể rõ tâm phủ nhằm kiềm chế lạm phát, đưa kinh tế quay trở lại với quỹ đạo phát triển bền vững Có thể thấy rằng, sau năm 2007, sách tiền tệ phủ đa phần tập trung cho nhiệm vụ kiềm chế lạm phát, mục tiêu thống rõ ràng, điều góp phần làm thay đổi kỳ vọng lạm phát xã hội làm giảm tính dai dẳng lạm phát Việt Nam Như vậy, thấy rằng, sách tiền tệ quán, rõ ràng minh bạch, kỳ vọng lạm phát cơng chúng thay đổi từ tính dai dẳng lạm phát giảm, sách tiền tệ đạt hiệu cao Tính dai dẳng nhóm hàng hóa khác cấu thành nên số giá tiêu dùng CPI khác Bình quân tính dai dẳng theo trọng số nhóm hàng lạm phát có xu hướng thấp tính dai dẳng lạm phát tổng : Bài nghiên cứu tính tốn tính dai dẳng lạm phát số giá 11 nhóm hàng hóa cấu thành nên số giá tiêu dùng CPI Kết cho thấy, tính dai dẳng nhóm hàng hóa khác khơng giống Những nhóm hàng hóa có tinh dai dẳng cao tính dai dẳng lạm phát tổng Giáo dục; Thiết bị đồ dùng gia đình, Giao thông; Hàng ăn vào dịch vụ ăn uống Các nhóm hàng hóa cịn lại có tính dai dẳng thấp so với lạm phát tổng Ngồi ra, ta cịn thấy rằng, bình qn gia quyền có trọng số tính dai dẳng nhóm hàng hóa thấp tính dai dẳng lạm phát tổng thể, điều phù hợp với kết nghiên cứu Clark (2003); Lunnemann Matha (2004) Theo đó, tính dai dẳng lạm phát tổng ln có xu hướng lớn bình qn gia quyền tính dai dẳng nhóm hàng hóa Tính dai dẳng lạm phát cung cấp cơng cụ tính tốn lạm phát kinh tế tốt so với cách tính lạm phát truyền thống : Lạm phát kinh tế định nghĩa lạm phát loại bỏ thành phần giá mang tính chất tức thời ngắn hạn Trong cách tính lạm phát truyền thống, thông thương người ta loại bỏ mặt hàng lương thực thực phẩm lượng, việc loại bỏ mặt hàng đa phần yếu tố kinh nghiệm cảm tính Kết nghiên cứu cho thấy việc tính lạm phát kinh tế dựa trọng số tính dai dẳng lạm phát cung cấp cung cụ tính lạm phát tốt so với cách tính truyền thống Sai số dự báo bình phương trung bình MSE cách tính lạm phát theo tính dai dẳng thấp so với cách tính truyền thống, điều thể rõ với khung thời gian dự báo ngắn hạn (3 tháng ) 5.2 Hạn chế hướng nghiên cứu tương lai: Ngoài kết đạt được, viết cứu tồn số hạn chế chủ quan lẫn khách quan ảnh hưởng đến trình nghiên cứu sau : - Việc tiếp cận với số liệu lạm phát khó khăn, đặc biệt số giá nhóm hàng hóa Việt Nam Việc tính tốn tính dai dẳng nhóm hàng hóa nhóm hàng hóa cấp một, bao gồm nhiều loại hàng hóa khác nhau, việc loại trừ nhóm hàng Hàng ăn dịch vụ ăn uống nhằm loại bỏ yếu tố tăng giá loại hàng Lương thực thực phẩm dẫn đến việc loại trừ ln loại hàng hóa khác có tính ổn định cao bao gồm Ngồi ra, số liệu nghiên cứu ngắn, từ 2004-2013 ảnh hưởng đến tính tốn nghiên cứu - Bài viết thực mơ hình nghiên cứu đơn biến cách tự hồi quy số liệu lạm phát Việt Nam số quốc gia phát triển khác Hiện nay, xu hướng nghiên cứu giới dần áp dụng mơ hình nghiên cứu đa biến với việc tính tốn tính dai dẳng lạm phát cách phân tích thêm tác động nhân tố khác nhằm cho ta nhìn rõ nguyên nhân đứng sau thay đổi tính chất lạm phát - Ngoài yếu tố khách quan, cịn có thêm yếu tố chủ quan xuất phát từ thân người viết Do công cụ tính tốn cịn thiếu việc tiếp cận số liệu số giá nhóm hàng hóa cịn gặp nhiều khó khăn nên đa số liệu tính tốn xử lý cách thủ cơng, điều dẫn đến sai sót yếu tố người 5.3 Một số kiến nghị : Thứ nhất, phủ nên có sách rõ ràng, minh bạch thống : Để giảm tính dai dẳng lạm phát từ làm tăng hiệu lực sách tiền tệ, phủ Ngân hàng Nhà nước nên có hành động quán minh bạch, mục tiêu phải xây dựng rõ ràng không mâu thuẫn Những hành động phát tín đến toàn kinh tế làm thay đổi kỳ vọng thành phần xã hội Tính dai dẳng lạm phát giảm đồng nghĩa với hiệu lực sách tiền tệ tăng lên lạm phát nhanh chóng quay trở mức cân Thứ hai, nên có sở liệu hoàn thiện đầy đủ số giá Việc tiếp cận nguồn số liệu số giá Tổng cục Thống kê khó khăn Cịn thiếu nguồn liệu số giá nhóm hàng hóa cấp cấp số giá tiêu dùng CPI loại số giá khác : số giá sản xuất, số giá hàng hóa… Thêm vào việc xử lý liệu lấy từ Tổng cục Thống kê đa phần thủ công Vì vậy, yêu cầu đặt nên xây dựng sở liệu hoàn thiện đầy đủ, dễ tiếp cận sử dụng nhằm hỗ trợ cho công tác nghiên cứu dự báo sau nhiều phận nghiên cứu Thứ ba, xây dựng tính tốn số lạm phát kinh tế theo định kỳ nhằm phục vụ cho công tác nghiên cứu dự báo Lạm phát lạm phát mang tính chất ổn định dài hạn kinh tế Ở quốc gia phát triển, lạm phát tính tốn với số lạm phát khác Vì vậy, yêu cầu đặt quan có thẩm quyền nên xây dựng số lạm phát với số liệu cung cấp định kỳ nhằm phục vụ cho công tác nghiên cứu dự báo nhà kinh tế DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt Nguyễn Minh Huệ, Nội dung phương pháp tính lạm phát bản, Tổng cục Thống kê Nguyễn Thị Thu Hằng, Nguyễn Đức Thành (2011), Nguồn gốc lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000-2010 - phát từ chứng mới, Bài Nghiên cứu NC-22, Trung tâm nghiên cứu Kinh tế Chính sách, Trường Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội Nguyễn Trọng Hồi (2009), Dự báo Phân tích liệu Kinh tế Tài chính, Nhà xuất Thống kê Tiếng Anh Babetskii, I., Coricellli, F and Horvath, R (2007).Measuring and Explaining Inflation Persistence: Disaggregate Evidence on the Czech Republic Working Paper, Czech National Bank September Batini, N (2002) Euro Area Inflation Persistence ECB Working Paper No 201 Frankfurt: European Central Bank Calvo, G (2000) Notes on price stickiness:With special reference to liability dollarization and credibility University of Maryland, manuscript Available at: http://www.bsos.umd.edu/econ/ciecrp.htm [Accessed 15 October 2008] Christopher J.Erceg and Andrew T Levin (2003) Imperfect Credibility and Inflation Persistence Journal of Monetary Economics 50 (2003) 915-944 Cutler, J (2001) Core Inflation in the UK External MPC Unit Discussion Paper No London: Bank of England 6.Erceg, C and Levin, A (2003) Imperfect credibility and inflation persistence Journal of Monetary Economics, 50(4): 915-944 Fuhrer and Moore (1995), Inflation Persistence Quarterly Journal of Economics, 110: 127-159 Hanif, M and Malik M and Iqbal, F (2012) Intrinsic Inflation Persistence in a Developing country MPRA Paper No.43152, posted 11 December 2012 Levin, Andrew and Jeremy Piger (2004) Is inflation persistence intrinsic in industrial economies?" European Central Bank working paper No 334, April 10 Marques, C R (2005a) Inflation Persistence: Facts or Artefacts? ECB Working Paper No 371, Frankfurt: European Central Bank 11 Pivetta, F and Reis, R (2001) The Persistence of Inflation in the United States Manuscript Harvard: Economics Department, Harvard University 12.Rangasamy (2009) Inflation Persistence and Core Inflation : The case of South Africa South African Journal of Economics Vol 77:3 September 2009 13 Roger.S (2000) Relatives Price, Inflation and Core Inflation IMF working paper WP/00/58 PHỤ LỤC PHỤ LỤC : Giản đồ tự tương quan lạm phát Việt Nam Giản đồ tự tương quan lạm phát Việt Nam 1995 – 2007 Giản đồ tự tương quan lạm phát Việt Nam 2007 - 2013 PHỤ LỤC : Bảng tự hồi quy AR nhóm hàng rổ giá hàng tiêu dùng CPI 1.Hàng ăn dịch vụ ăn uống Dependent Variable: IANUONG Method: Least Squares Date: 02/13/14 Time: 07:04 Sample (adjusted): 2004Q2 2013Q2 Included observations: 37 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C AR(1) 2.947741 0.495203 1.108670 0.146002 2.658807 3.391766 0.0117 0.0017 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.247378 0.225874 3.372026 397.9697 -96.44670 11.50408 0.001737 Inverted AR Roots 50 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 3.208259 3.832527 5.321443 5.408520 5.352142 1.580767 Đồ uống thuốc Dependent Variable: IIDOUONG Method: Least Squares Date: 02/13/14 Time: 07:07 Sample (adjusted): 2005Q2 2013Q2 Included observations: 33 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C AR(1) AR(2) AR(3) AR(4) AR(5) 1.830362 0.521984 -0.133150 -0.090729 0.587474 -0.441313 0.298856 0.171934 0.157271 0.159144 0.157637 0.169078 6.124557 3.035960 -0.846625 -0.570110 3.726741 -2.610109 0.0000 0.0053 0.4046 0.5733 0.0009 0.0146 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Inverted AR Roots 0.441115 0.337617 0.951373 24.43798 -41.86888 4.262087 71-.28i -.90 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 71+.28i -.00-.91i 1.856757 1.168951 2.901144 3.173237 2.992695 1.961240 -.00+.91i May mặc, mũ nón, giày dép Dependent Variable: IIIMAYMAC Method: Least Squares Date: 02/13/14 Time: 07:14 Sample (adjusted): 2005Q2 2013Q2 Included observations: 33 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C AR(1) AR(2) AR(3) AR(4) AR(5) 2.024137 0.611741 -0.175977 -0.106878 0.449727 -0.386633 0.220302 0.181559 0.201435 0.203409 0.203373 0.177895 9.187997 3.369385 -0.873621 -0.525434 2.211341 -2.173372 0.0000 0.0023 0.3900 0.6036 0.0357 0.0387 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Inverted AR Roots 0.374663 0.258860 0.760729 15.62513 -34.48912 3.235348 0.020410 71+.33i -.84 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 71-.33i 02-.86i 2.045735 0.883649 2.453886 2.725979 2.545437 1.917224 02+.86i Nhà vật liệu xây dựng Null Hypothesis: IVNHAO has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on AIC, maxlag=6) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -5.458745 -3.621023 -2.943427 -2.610263 0.0001 *MacKinnon (1996) one-sided p-values 5.Thiết bị đồ dùng gia đình Dependent Variable: VTHIETBI Method: Least Squares Date: 02/13/14 Time: 07:22 Sample (adjusted): 2004Q2 2013Q2 Included observations: 37 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C AR(1) 1.628005 0.540739 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.295685 0.275562 0.628042 13.80530 -34.26222 14.69366 0.000504 Inverted AR Roots 54 0.224839 0.141066 7.240769 3.833231 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.0000 0.0005 1.622470 0.737884 1.960120 2.047197 1.990818 1.932609 Thuốc dịch vụ y tế Dependent Variable: VIYTE Method: Least Squares Date: 02/13/14 Time: 07:26 Sample (adjusted): 2004Q2 2013Q2 Included observations: 37 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C AR(1) 2.645999 0.377587 1.174855 0.157031 2.252193 2.404547 0.0307 0.0216 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.141775 0.117254 4.447789 692.3991 -106.6917 5.781845 0.021619 Inverted AR Roots 38 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 2.629421 4.733980 5.875230 5.962306 5.905928 2.045039 Giao thông Dependent Variable: VIIGIAOTHONG Method: Least Squares Date: 02/10/14 Time: 00:17 Sample (adjusted): 2004Q4 2013Q2 Included observations: 35 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C AR(1) AR(2) AR(3) 2.050077 0.017978 -0.263002 -0.279876 0.417464 0.171723 0.165776 0.171850 4.910794 0.104693 -1.586491 -1.628602 0.0000 0.9173 0.1228 0.1135 R-squared 0.162482 Mean dependent var 2.065006 Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Inverted AR Roots 0.081431 3.765527 439.5551 -93.94511 2.004704 0.133766 27+.68i S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 27-.68i 3.928891 5.596864 5.774618 5.658224 2.137482 -.52 Bưu viễn thơng Null Hypothesis: VIIIBUUCHINHVIENTHONG has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on AIC, maxlag=6) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -5.600663 -3.661661 -2.960411 -2.619160 0.0001 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Giáo dục Dependent Variable: IXGIAODUC Method: Least Squares Date: 02/18/14 Time: 06:13 Sample (adjusted): 2005Q1 2013Q2 Included observations: 34 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C AR(1) AR(2) AR(3) AR(4) 3.504211 0.036974 -0.057402 -0.122363 0.831096 1.579458 0.121511 0.122549 0.121881 0.133300 2.218616 0.304286 -0.468402 -1.003954 6.234775 0.0345 0.7631 0.6430 0.3237 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.575969 0.517482 2.265350 148.8226 -73.34261 9.847811 0.000037 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 2.292145 3.261209 4.608389 4.832854 4.684938 1.476304 Inverted AR Roots 91 04-.97i -.96 10 Văn hóa, giải trí du lịch Null Hypothesis: XVANHOA has a unit root Exogenous: Constant 04+.97i Lag Length: (Automatic - based on AIC, maxlag=6) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -5.040791 -3.621023 -2.943427 -2.610263 0.0002 *MacKinnon (1996) one-sided p-values 11.Hàng hóa dịch vụ khác Dependent Variable: XIHANGHOAKHAC Method: Least Squares Date: 02/18/14 Time: 06:23 Sample (adjusted): 2005Q1 2013Q2 Included observations: 34 after adjustments Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C AR(1) AR(2) AR(3) AR(4) 2.369673 0.157261 -0.187952 0.082385 0.430159 0.383906 0.169977 0.171734 0.167285 0.165345 6.172532 0.925190 -1.094441 0.492485 2.601587 0.0000 0.3625 0.2828 0.6261 0.0145 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.293394 0.195931 1.158953 38.95196 -50.55538 3.010317 0.034165 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 2.352575 1.292466 3.267963 3.492428 3.344512 2.038762 Inverted AR Roots 82 01-.87i -.69 01+.87i PHỤ LỤC : Kiểm định Diebold Mariano (DM) hiệu chỉnh Kiểm định DM phương pháp tính lạm phát dựa tính dai dẳng phương tính tính lạm phát truyền thống Dependent Variable: D_SQUAREDLOSS1 Method: Least Squares Date: 07/18/14 Time: 05:42 Sample: 2004Q1 2013Q2 Included observations: 38 HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000) Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 1.572760 0.565944 2.779001 0.0085 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.000000 0.381748 2.827790 295.8667 -92.91380 1.100818 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 1.572760 2.827790 4.942832 4.985926 4.958164 Kiểm định DM phương pháp tính lạm phát dựa tính dai dẳng phương tính tính lạm phát dựa tính dai dẳng trọng số nhóm hàng hóa rổ CPI Dependent Variable: D_SQUAREDLOSS2 Method: Least Squares Date: 07/18/14 Time: 05:51 Sample: 2004Q1 2013Q2 Included observations: 38 HAC standard errors & covariance (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 4.0000) Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C -0.727497 0.474522 -1.533116 0.1338 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.000000 0.361127 2.395899 212.3923 -86.61579 1.179195 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter -0.727497 2.395899 4.611357 4.654452 4.626690 ... 28 4.1 Đo lường tính dai dẳng lạm phát 28 4.2 Đo lường tính dai dẳng nhóm hàng hóa cấu thành nên số giá tiêu dùng CPI lạm phát Việt Nam 34 4.2.1 Đo lường tính dai dẳng nhóm... đóng góp vào tính dai dẳng lạm phát 2.3 Đo lường tính dai dẳng lạm phát : Để đo lường tính dai dẳng lạm phát, có nhiều phương pháp sử dụng Fuhrer, Jeffrey (2009) đưa hai cách đo lường khác :... Đo lường tính dai dẳng lạm phát : Có nhiều định nghĩa tính dai dẳng lạm phát, có nhiều cách để đo lường chúng Tuy nhiên, tựu chung lại, nghiên cứu thường đo lường tính dai dẳng lạm phát theo hai