3.2.1 Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Bảng 3.1: Thống kê dữ liệu các biến trong mô hình Chuỗi dữ
liệu Mô tả nguồn dữ liệu Mean
Std.
Dev Min Max
GrGDP Tăng trƣởng GDP thực 0,0662 0,0292 -0,0162 0,1133
INF Tỷ lệ lạm phát 0,0949 0,0768 -0,0058 0,3486
GOVERNEX Tổng chi Chính phủ/GDP 0,3228 0,0480 0,2391 0,4688 INV Tổng đầu tƣ xã hội/GDP 0,3758 0,0639 0,2382 0,4942 OPENNESS Độ mở thƣơng mại 0,3951 0,1559 0,0807 0,7875 GTOT Thay đổi tỷ giá thƣơng mại 0,0468 0,4396 -1,1951 1,1312
Nguồn: Datastream [84], IMF [82], GSO [71] và MOF [79]
3.2.2 Kiểm định tính dừng của các biến trong mô hình
Bảng 3.2: Kiểm định Augmented Dickey-Fuller và Phillips-Perron
Ghi chú: Giá trị kiểm định trong bảng là τ-statistics.
***,**,* ứng với các mức ý nghĩa thống kê là 1%, 5%, 10%
Chuỗi dữ liệu
Augmented Dickey-Fuller Test Phillips-Perron Test
I(0) I(1) I(2) I(0) I(1)
INF -4,061** -5,238*** -6,017*** -2,436 -5,745*** GOVERNEX -1,398 -11,810*** -5,341*** -5,808*** -15,468***
INV -2,043 -2,565 -14,227*** -6,636*** -29,032***
OPENNESS -4,060** -3,357* -18,080*** -6,541*** -31,663*** GTOT -9,565*** -6,595*** -5,917*** -15,150*** -57,975***
Nguồn: Tác giả tổng hợp từ Eview 6.0
Bảng trên trình bày kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu ở Việt Nam từ quý I/2004 đến quý IV/2014. Theo đó, kết quả kiểm định cho thấy tất cả các chuỗi dữ liệu đều là chuỗi dừng tại sai phân bậc II với mức ý nghĩa 5% qua kiểm định ADF và dừng sai phân bậc I với mức ý nghĩa 1% qua kiểm định Phillip- Perron thỏa mãn yêu cầu đề ra.
3.2.3 Lựa chọn bƣớc trễ tối ƣu bằng mô hình VAR
Do mẫu quan sát tƣơng còn đối nhỏ nên việc lựa chọn bƣớc trễ quá lớn là không hợp lý và có thể dẫn đến làm giảm số bậc tự do trong mẫu, từ đó ảnh hƣởng đến tính chính xác của kết quả trong mô hình hồi quy30. Theo đó kiểm định VAR đƣợc sử dụng để lựa chọn bƣớc trễ tối ƣu cho mô hình nhƣ sau:
Bảng 3.3: Lựa chọn độ trễ tối ƣu bằng mô hình VAR
Ghi chú: * Độ trễ được lựa chọn dựa theo với các tiêu chí tương ứng.
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 257,1322 NA 1,42e-13 -12,55661 -12,30328* -12,46501 1 323,3969 109,3368 3,19e-14 -14,06984 -12,29652 -13,42867 2 383,4969 81,13498 1,08e-14 -15,27484 -11,98153 -14,08409 3 416,7274 34,89202 1,77e-14 -15,13637 -10,32306 -13,39603 4 485,6391 51,68380* 7,60e-15* -16,78196* -10,44866 -14,49204* Nguồn: Eview 6.0
Dựa bảng kết quả trên, độ trễ tối ƣu mô hình lựa chọn là 4 quý dựa trên các tiêu chí thông thƣờng là Akaike information criterion, Hannan-Quinn information
30
Bahram Pesaran và M.Hashem Pesaran (2009), đối với sử dụng dữ liệu chuỗi theo quý, chiều dài độ trễ tối đa nên là bốn quý.
criterion, FPE và LR. Kết quả này cũng khá phù hợp trên thực tế khi độ trễ của các chính sách tại Việt Nam thƣờng nằm trong khoảng từ 1 - 4 quý.
3.2.4 Kiểm định mối quan hệ nhân quả Granger
Bảng 3.4: Kiểm định nhân quả Granger giữa lạm phát và tăng trƣởng kinh tế
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
INF does not Granger Cause GrGDP 40 4,38014 0,0064
GrGDP does not Granger Cause INF 0,82940 0,5167
Nguôn: Eview 6
Kết quả kiểm định nhân quả Granger cho thấy rằng, giả thiết H0 đầu tiên bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%, theo đó lạm phát là nguyên nhân của tăng trƣởng GDP. Đồng thời, ta chấp nhận giả thiết H0 thứ hai cho rằng tăng trƣởng GDP không phải là nguyên nhân gây ra lạm phát, tức là không có sự tác động ngƣợc trở lại từ tăng trƣởng tới lạm phát. Nhƣ vậy, mối quan hệ nhân quả giữa hai biến này là mối quan hệ một chiều. Kết quả này giúp ích trong việc lựa chọn biến độc lập và biến phụ thuộc trong mô hình ƣớc lƣợng ngƣỡng lạm phát.
3.2.5 Ƣớc lƣợng ngƣỡng lạm phát với OLS, 2SLS và GMM
Bảng 3.5: Kết quả ƣớc lƣợng ngƣỡng lạm phát tại INF*=7% [Phụ lục 1 & 2]
Giá trị trong ngoặc là t- statistics,
***,**,* ứng với các mức ý nghĩa thống kê là 1%, 5%, 10%
Variable OLS 2SLS GMM C 0,0968 (2,23) 0,1777 (3,18) 0,1716 (3,49) GOVERNEX -0,2422** (-2,55) -0,6392*** (-3,60) -0,6152*** (-4,27) INV 0,0881 0,1644** 0,1703**
(1,25) (2,09) (2,18) OPENNESS -0,0045 (-0,14) 0,0034 (0,09) -0,0172 (-0,50) GTOT -0,0081 (-0,79) -0,0120 (-1,23) -0,0127 (-1,32) INF 0,3227 (1,35) 0,5455* (1,67) 0,6328** (1,97) D*(INF-INF*) -0,3758 (-1,38) -0,5865* (-1,73) -0,6608** (-1,97) RSS 0,02939 0,03514 0,03463
Nguồn: Tổng hợp từ Eview 6.0 & Stata 12.0
Biểu đồ 3.1: Tổng phần dƣ bình phƣơng ƣớc lƣợng OLS, 2SLS & GMM
Nguồn: Tổng hợp từ Eview 6.0 & Stata 12.0
Hồi quy OLS
Từ bảng 3.5 cho thấy tại mức ngƣỡng INF*= 7%, giá trị tổng phần dƣ bình phƣơng - RSS nhỏ nhất đạt 0,02939 hay R2 đạt giá trị lớn nhất xấp xỉ 20%. Đồng thời khi lạm phát cao hơn mức 7%, có sự thay đổi dấu của hệ số từ dƣơng (β1= 0,3227) sang âm (β1 + β2 = 0,3227 - 0,3758 = - 0,0531) thể hiện mối quan hệ tích cực giữa lạm phát và tăng trƣởng kinh tế chuyển thành mối quan hệ ngƣợc chiều. Nếu lạm phát vƣợt quá ngƣỡng này, cứ 1% tăng lên trong tỷ lệ lạm phát thì tốc độ tăng trƣởng GDP giảm là (-) 0,0531%. Ta tiếp tục thực hiện kiểm định độ tin cậy của kết quả ƣớc lƣợng tại mức ngƣỡng INF*= 7%.
0.029 0.029 0.030 0.030 0.031 0.031 0.031 0.033 0.035 0.037 0.039 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20
Bảng 3.6: Kiểm định độ tin cậy của ƣớc lƣợng tại ngƣỡng INF*= 7% Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0,141635 Prob. F(1,36) 0,7089
Obs*R-squared 0,172432 Prob. Chi-Square(1) 0,6780
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 1,854678 Prob. F(6,37) 0,1151
Obs*R-squared 10,17359 Prob. Chi-Square(6) 0,1175
Scaled explained SS 10,34173 Prob. Chi-Square(6) 0,1110
Nguồn: Eview 6.0
Bảng kết quả 3.6 cho thấy: (i) Kết quả kiểm định Breusch - Godfrey test với ) = 0,172432 với xác suất Prob.Chi-Square(1) = 0,6780 > 0,05, ta chấp nhận giả thiết H0: Không có hiện tƣợng tự tƣơng quan bậc 1 trong mô hình hồi quy. (ii) Kết quả kiểm định White‟s test có Obs*R-squared = = 10,1736 với Prob. Chi-Square(6) của Obs*R-squared có giá trị 0,1175 > 0,05, ta chấp nhận giả thiết H0: Không có hiện tƣợng phƣơng sai thay đổi. Nhƣ vậy, kết quả ƣớc lƣợng ngƣỡng lạm phát với OLS là 7%, đồng thời ƣớc lƣợng là không chệch và tốt nhất. Theo đó, khi dƣới mức ngƣỡng 7% thì lạm phát có ảnh hƣởng tích cực lên tốc độ tăng trƣởng GDP nhƣng không đáng kể, ngƣợc lại khi lạm phát vƣợt quá mức ngƣỡng 7% có thể gây tiêu cực lên tốc độ tăng trƣởng. Tuy nhiên, luận văn tiếp tục kiểm định độ vững mạnh của kết quả hồi quy qua phƣơng pháp 2SLS và GMM.
Hồi quy 2SLS và GMM
Bảng kết quả bảng 3.5 cho thấy, tại mức ngƣỡng lạm phát INF *= 7% thì tổng phần dƣ bình phƣơng - RSS đạt giá trị nhỏ nhất là 0,03514 với hồi quy 2SLS và 0,03463 với hồi quy GMM. Nhƣ vậy, kết quả ƣớc lƣợng ngƣỡng lạm phát INF*= 7% với 2SLS và GMM tƣơng đồng với kết quả hồi quy OLS.
Bảng 3.7: Kiểm định độ tin cậy ƣớc lƣợng tại ngƣỡng INF*= 7% Endogeneity test of endogenous regressors
Regressors tested GOVERNEX Chi-sq(1) P-val 0,0024
Underidentification test
Kleibergen-Paap rk LM statistic 23,792 Chi-sq(3) P-val 0,0000 Weak identification test
Cragg-Donald Wald F statistic 15,022 Weak identification test
Kleibergen-Paap rk Wald F statistic 30,729
Hansen-Sargan test
Hansen J statistic 2,529 Chi-sq(2) P-val 0,2824
Instrumented: GOVERNEX
Included instruments : INV OPENNESS GTOT INF D007INF* Excluded instruments: L4.GOVERNEX L4.GrGDP L3.GrGDP
Nguồn:Tác giả tổng hợp từ Eview 6.0 và Stata 12.0
Bảng kiểm định 3.7 cho thấy: (i) Kết quả kiểm định Endogeneity test tại biến GOVERNEX có Chi-sq(1) P-value = 0,0024 < 0,05, ta chấp nhận giả thiết H1: Biến tổng chi tiêu Chính phủ so GDP bị nội sinh trong mô hình ƣớc lƣợng. (ii) Kết quả kiểm định Underidentification test có Kleibergen-Paap rk LM statistic = 23,792 với Chi-sq(3) P-val = 0,00 < 0,05, ta chấp nhận giả thiết H1: Biến công cụ là độ trễ bậc 3, bậc 4 của tốc độ tăng trƣởng GDP thực, và độ trễ bậc 4 của tổng chi tiêu Chính phủ so GDP có mối tƣơng quan chặt chẽ đối với biến nội sinh trong mô hình hồi quy, và (iii) Kết quả kiểm định Hansen-Sargan test có Hansen J statistic = 2,529 với Chi-sq(2) P-val = 0,2824 > 0,05, ta chấp nhận giả thiết H0: Biến công cụ hợp lệ, tức các biến công cụ không có mối tƣơng đối với sai số (error term) và các biến công cụ này đã bị bỏ sót ra khỏi phƣơng trình ƣớc lƣợng. Tóm lại, kết quả ƣớc lƣợng ngƣỡng lạm phát INF*= 7% là đáng tin cậy, đồng thời tại mức ngƣỡng lạm phát này thõa mãn các điều kiện đề ra: (i) Giá trị RSS nhỏ nhất hay R-squared là lớn nhất, (ii) Có sự thay đổi về dấu từ dƣơng sang âm trong mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trƣởng kinh tế, và (iii) Hệ số ƣớc lƣợng đều có ý nghĩa thống kê.
3.2.6 Đánh giá kết quả mô hình
Từ mô hình thực nghiệm, kết quả ƣớc lƣợng INF*= 7% là mức ngƣỡng mà tại đó tác động của lạm phát đến tăng trƣởng kinh tế Việt Nam thay đổi từ tích cực sang tiêu cực. Nếu tỷ lệ lạm phát hàng năm không vƣợt quá 7% sẽ có tác động kích thích tốc độ tăng trƣởng kinh tế ngƣợc lại, khi tỷ lệ lạm phát cao hơn mức 7%, lạm phát lập tức sẽ hạn chế tốc độ tăng trƣởng do các tác động trái chiều. Cụ thể, dựa trên kết quả ƣớc lƣợng GMM tại mức ý nghĩa 5%, nếu lạm phát tăng 1% thì tốc độ tăng trƣởng kinh tế tăng 0,633% và khi lạm phát vƣợt ngƣỡng 7% thì cứ 1% tăng lên của tỷ lệ lạm phát dẫn đến sự sụt giảm là 0,028% trong tốc độ tăng trƣởng (β1 + β2= - 0,028). Hơn nữa, mức ngƣỡng lạm phát tìm đƣợc cũng có sự khác biệt với những kết quả đƣợc ƣớc lƣợng trƣớc đó khi thấp hơn mức 8% của Sarel (1996), 11 - 13% cho các quốc gia đang phát triển của Khan và Senhadji (2001), 14% của Li (2006), 10% của Espinoza và cộng sự (2010); hay cao hơn mức 5,43% trong nghiên cứu Vinayagathasan (2013) và 3,6% do IMF (2006) [53] đề xuất các quốc gia châu Á trong đó có Việt Nam. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy những kết quả quan trọng sau:
- Tổng chi tiêu Chính phủ trên GDP có mối quan hệ ngƣợc chiều và đáng kể đối với tốc độ tăng trƣởng kinh tế tại mức ý nghĩa 1% (β3 = - 0,6152). Điều này có thể xuất phát từ sự hạn chế trong việc sử dụng các nguồn lực khi Chính phủ thƣờng không sử dụng hiệu quả nhƣ khu vực tƣ nhân; do sự mất cân đối trong nguồn thu thuế phí và nợ vay; hay do các hành vi rủi ro đạo đức trong hoạt động chi tiêu công cũng dẫn đến kìm hãm tốc độ tăng trƣởng. Trên thực tế, có thể thấy rằng trong giai đoạn 2007 – 2012 với quy mô chi tiêu công so GDP luôn ở mức rất cao từ 40 - 43% song tăng trƣởng kinh tế lại ít có chiều hƣớng cải thiện hay thậm chí suy giảm nhanh chóng. Đồng thời, từ năm 2013 đến nay, mặc dù tỷ lệ này đã giảm xuống dƣới mức 40%, nhƣng nhìn chung quy mô chi tiêu Chính phủ trong nƣớc vẫn còn tồn tại sự chênh lệch khá lớn so với mức thông thƣờng đề xuất cho các nƣớc đang phát triển là từ 15 – 20% [19].
- Tỷ lệ tổng đầu tƣ nội địa trên GDP có mối quan hệ cùng chiều với tăng trƣởng kinh tế tại mức ý nghĩa 5%, tuy nhiên hệ số ƣớc lƣợng INV khá thấp (β4 = 0,1703) hàm ý rằng mức độ hiệu quả của tổng đầu tƣ nội địa ở Việt Nam là không cao31. Trên thực tế, theo báo cáo của Tổng cục thống kê 2014, mặc dù kinh tế Việt Nam đƣợc vận hành theo hình mẫu kinh tế thị trƣờng, tuy nhiên tỷ lệ đầu tƣ khu vực Nhà nƣớc đến nay vẫn chiếm phần lớn (gần 40% tổng nguồn vốn đầu tƣ) trong khi mức độ hiệu quả của khu vực này là thấp nhất. Hơn nữa, sự yếu kém trong đầu tƣ còn thể hiện qua khu vực tƣ nhân khi năng lực tài chính của các DNTN còn thấp khi đa phần dựa vào nguồn vốn ngân hàng, song lại tập trung quá nhiều vào khu vực phi sản xuất (bất động sản, chứng khoán) thay vì đầu tƣ vào khu vực sản xuất tạo ra giá trị gia tăng cho nền kinh tế. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy tác động của hai biến độ mở thƣơng mại (OPENNESS) và phần trăm thay đổi tỷ giá thƣơng mại (GTOT) đến tốc độ tăng trƣởng là không rõ ràng dựa trên mẫu quan sát.
31
Huybens & Smith (1999), Bose (2002) và J.Rutayisire (2013) cho rằng trong thời kỳ lạm phát càng cao, tác động của hoạt động đầu tƣ và thị trƣờng tài chính đến tăng trƣởng kinh tế càng nhỏ và ngƣợc lại.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Kết quả phân tích thực nghiệm dựa trên mô hình hồi quy OLS, 2SLS và GMM với dữ liệu theo quý từ Q1/2004 đến Q4/2014 đã cho thấy kết quả ngƣỡng lạm phát đối với tốc độ tăng trƣởng kinh tế là 7% tại mức ý nghĩa 5%. Theo đó khi lạm phát ở dƣới mức ngƣỡng sẽ có tác động tích cực lên tăng trƣởng kinh tế. Ngƣợc lại khi lạm phát cao hơn so với mức ngƣỡng sẽ có tác động tiêu cực đáng kể lên tốc độ tăng trƣởng kinh tế. Ngoài ra, tỷ lệ chi tiêu Chính phủ so GDP có mối quan hệ tiêu cực đối với tốc độ tăng trƣởng một cách đáng kể với mức ý nghĩa 1% và tỷ lệ tổng đầu tƣ toàn xã hội so GDP có mối quan hệ tích cực lên tăng trƣởng kinh tế tại mức ý nghĩa 5% nhƣng với hiệu suất đầu tƣ thấp. Đồng thời hai biến độ mở thƣơng mại và phần trăm thay đổi tỷ giá thƣơng mại không có ảnh hƣởng rõ ràng đến tốc độ tăng trƣởng kinh tế. Nhƣ vậy, có thể thấy rằng kết quả nghiên cứu thực nghiệm cũng đã ủng hộ các lập luận của các nghiên cứu trƣớc đây khi cho rằng lạm phát và tăng trƣởng có mối quan hệ phi tuyến tính cũng nhƣ một số nhận định các nhà kinh tế về mối quan hệ ngƣợc chiều giữa tăng trƣởng kinh tế với chi tiêu Chính phủ hay cùng chiều so với Tổng đầu tƣ toàn xã hội. Theo đó kết quả nghiên cứu tại chƣơng 3 đã phần nào ủng hộ một số phân tích định tính chƣơng 2 đồng thời làm nền tảng cho việc xác định khung lạm phát mục tiêu trong chƣơng 4.
CHƢƠNG 4
MỘT SỐ GIẢI PHÁP NÂNG CAO HIỆU QUẢ ĐIỀU HÀNH CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ THEO LỘ TRÌNH ÁP DỤNG CHÍNH SÁCH LẠM
PHÁT MỤC TIÊU TẠI VIỆT NAM
4.1 NHÓM GIẢI PHÁP ƢU TIÊN TRONG VIỆC ĐIỀU HÀNH CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ GIAI ĐOẠN 2015 - 2016 SÁCH TIỀN TỆ GIAI ĐOẠN 2015 - 2016
Để hƣớng tới mục tiêu kiềm chế lạm phát và ổn định kinh tế vĩ mô, có thể thấy rằng NHNN đã điều hành CSTT chặt chẽ, thận trọng kể từ năm 2012 đến nay. Sự thay đổi tích cực trong quan điểm, định hƣớng điều hành CSTT của NHNN bắt nguồn từ những bài học kinh nghiệm về điều hành chính sách trong quá khứ, khi CSTT đa mục tiêu của Chính phủ trong suốt thời gian dài đã bộc lộ nhiều hạn chế. Theo báo cáo tình hình kinh tế - xã hội cuối năm 2014, đến nay lạm phát đã đƣợc kiểm soát ở mức thấp khi CPI bình quân năm tăng 4,09%/năm, tốc độ tăng trƣởng cao hơn so năm 2013 đạt 5,98%/năm, kim ngạch xuất khẩu tăng trƣởng ở mức khá đạt 150 tỷ USD tăng 13,6%/năm, vốn đầu tƣ toàn xã hội tăng 11,5%/năm, cân đối cung cầu ngoại tệ không có nhiều biến động. Nhìn chung nền kinh tế trong nƣớc đã có sự ổn định và phục hồi so với những năm trƣớc, song bên cạnh những kết quả đạt đƣợc thì báo cáo cũng cho thấy còn tồn tại nhiều vấn đề nhƣ bội chi ngân sách cao, nợ công tăng nhanh, tổng cầu còn yếu, nợ xấu còn tồn đọng,…vì vậy đặt ra