Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM

CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ĐỊNH LƯỢNG

4.4. Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số VECM

Bảng 4.6 Phương trình đồng liên kết mô hình 1

Nguồn: Tính toán bằng EViews 8 của tác giả Ghi chú: Hàng đầu tiên của phương trình đồng liên kết thể hiện hệ số ước lượng của các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Các số nằm trong dấu ngoặc tròn “( )” là sai số chuẩn của hệ số ước lượng, các số nằm trong dấu ngoặc vuông “[ ]” là trị thống kê t (t-statistic) của hệ số ước lượng.

Phương trình đồng liên kết ở mô hình 1 được viết thành:

_______________ = 299160.4 + 6182.61 ∗ �� + 0.031586 ∗ �� + 2.173687 ∗ _______________ + ��

Hệ số hồi quy của cung tiền và thâm hụt ngân sách được trình bày trong Bảng 4.6 đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%, tức là tác giả có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 về việc hệ số hồi quy của cung tiền và thâm hụt ngân sách là bằng không. Như vậy, ở đây đề tài đã nhận được câu trả lời đầu tiên về mối quan hệ giữa CSTT và CSTK đến TTKT. Trong dài hạn, việc mở rộng CSTT có tác động tích cực đến TTKT đồng thời với đó là việc mở rộng CSTK cũng làm cho TTKT gia tăng. Như vậy, kết quả thực nghiệm cho thấy chiều hướng tác động của từng chính sách đến TTKT phù hợp với lý thuyết, kết quả cũng tương đồng với một số nghiên cứu của các tác giả như Sayera Younus (2012), Emmanuel Dodzi K. Havi và Patrick Enu (2014), Hu¨seyin ¸Sen và Ay¸se Kaya (2015).

Về mặt độ lớn, khi lượng cung tiền trong nền kinh tế tăng thêm 1 nghìn tỷ đồng thì tổng sản phẩm quốc nội tăng thêm 31.586 tỷ đồng trong khi mức thâm hụt ngân sách tăng thêm 1 nghìn tỷ đồng thì tổng sản phẩm quốc nội tăng thêm 2,173.687 tỷ đồng. Như vậy, khi nhìn về sự thay đổi của TTKT trước sự thay đổi của cung tiền

GDP_SA MS FISDE

Đồng 1 -0.031586 -2.173687

liên (0.00248) (0.24024)

và thâm hụt ngân sách, CSTK có hiệu quả hơn CSTT. Tuy nhiên, cung tiền và thâm hụt ngân sách có cùng đơn vị tính nên về cơ bản hệ số ước lượng có thể được sử dụng để đánh giá yếu tố nào có tác động lớn hơn nhưng sự biến động của những biến này bị ràng buộc về khả năng thay đổi, tức là việc gia tăng thêm 1 tỷ cung tiền có thể khó khăn hơn so với việc gia tăng thêm 1 tỷ thâm hụt ngân sách. Do đó, để so sánh mức độ tác động của CSTT và CSTK đến TTKT trong dài hạn, ta cần phải chuẩn hóa các hệ số ước lượng. Để thu được kết quả chuẩn hóa của hệ số hồi quy, Jeffrey M.Wooldridge (2012) chỉ ra rằng có thể thu được bằng cách điều chỉnh cho phương sai ước lượng của biến độc lập và biến phụ thuộc: �̂� = (�̂�/�̂�) ∗ �̂� . Bằng cách điều chỉnh này, ta thu được hệ số ước lượng chuẩn hóa của cung tiền và thâm hụt ngân sách lần lượt là 0.502539 và 0.299508. Như vậy tác giả có thể kết luận rằng khi CSTT mở rộng được thể hiện qua việc cung tiền tăng thêm 1 độ lệch chuẩn thì tác động của nó đến TTKT mạnh hơn so với việc mở rộng CSTK khi thâm hụt ngân sách tăng thêm 1 độ lệch chuẩn. Như vậy, ta kết luận được trong dài hạn thì CSTT có tác động mạnh

hơn đến TTKT trong tương quan với CSTK.

Về hệ số điều chỉnh sai số trong ngắn hạn (α) trong phương trình ( 3.1 ), kết quả thu được hệ số là – 0.06798 với giá trị thống kê t là -2.36243, P-value là 0.0214 (xem Phụ lục 1). Như vậy, với mức ý nghĩa được áp dụng là 10%, việc bác bỏ giả thuyết về hệ số điều chỉnh sai số trong ngắn hạn bằng 0 là có cơ sở. Như vậy, sự mất cân bằng trong dài hạn giữa CSTT và CSTK đến TTKT sẽ được điều chỉnh trong ngắn hạn. Cụ thể, khi một cú sốc phát sinh làm cho cân bằng dài hạn không tồn tại và sự mất cân đối là dương 1 đơn vị, thì trong ngắn hạn, sự chênh lệch này sẽ được điều chỉnh giảm 0.06798 đơn vị trong điều kiện không xảy ra thêm cú sốc khác sau 1 quý. Tuy nhiên, hệ số điều chỉnh này khá thấp nên sự mất cân đối trong dài hạn cần khoảng thời gian rất dài để điều chỉnh, hơn 3.5 năm.

Ta sẽ cùng nhau đi phân tích hiệu quả của từng kênh truyền dẫn CSTT qua các hệ số ước lượng thu được ở mô hình 2 và được trình bày ở Bảng 4.7.

Bảng 4.7 Phương trình đồng liên kết mô hình 2

Phương trình đồng liên kết ở mô hình 2 được viết thành:

_______________ = 383486.8 + 8303.503 ∗ �� − 7731.83 ∗ �� − 354.7332 ∗ �� + 0.029418 ∗ _______________ + 4.073239 ∗ _______________ + ��

Các hệ số hồi quy của lãi suất tiền gửi, tín dụng trong nền kinh tế và thâm hụt ngân sách đều có ý nghĩa thống kê và kinh tế ở mức ý nghĩa 1% trong khi đó thì tỷ giá hối đoái thực không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Do tâm lý của người dân nước ta vẫn còn quan niệm rằng “hàng nhập khẩu luôn có chất lượng cao hơn hàng sản xuất trong nước” nên khi giá cả hàng hóa nhập khẩu trở nên đắt đỏ hơn so với hàng hóa trong nước thì người dân vẫn sử dụng phần lớn thu nhập của mình để mua hàng nhập khẩu. Chính tâm lý “sính ngoại” này đã làm cho kênh truyền tải CSTT qua kênh tỷ giá, ảnh hưởng đến lượng hàng xuất nhập khẩu không còn hiệu quả. Bên cạnh đó, hiện tượng trung chuyển tỷ giá không hoàn toàn cũng góp phần làm mất hiệu lực của CSTT thông qua kênh tỷ giá khi sự thay đổi của tỷ giá không được chuyển hết vào sự thay đổi của hàng hóa nhập khẩu và xuất khẩu. Tức là nhà nhập khẩu chấp nhận biên lợi nhuận thấp hơn để giữ vững thị phần trong khi nhà xuất khẩu giữ giá xuất khẩu cao để thu về lợi nhuận nhiều hơn khi tỷ giá tăng.

Ở mô hình 2 này, xu hướng tác động của CSTK đến TTKT vẫn không đổi, điều này một lần nữa cho thấy sự ổn định của kết quả mô hình ước lượng được sử

GDP_SA IRD REER CRE_SA FISDE_SA

Đồng 1 7731.830* 354.7332 -0.029418* -4.073239*

liên (1773.39) (738.564) (0.00641) (0.45339)

dụng. Về kênh lãi suất, khi lãi suất tiết kiệm giảm 1% thì GDP sẽ tăng 7,731.83 tỷ đồng. Tức là lãi suất có tác động ngược chiều đến TTKT, vì khi lãi suất tiền gửi giảm thì việc nắm giữ tiền không còn hấp dẫn trong dân chúng do khả năng sinh lợi của nó kém hơn, do đó họ sử dụng các nguồn lực mình đang có để đầu tư vào các phương án khác có tiềm năng sinh lợi cao hơn. Không những vậy, chi phí của việc sử dụng tiền để mua sắm, chi tiêu trong giai đoạn này sẽ có ít chi phí cơ hội hơn khi khả năng sinh lợi của đồng tiền từ việc tiết kiệm đã giảm. Lãi suất tiền gửi giảm sẽ phát tín hiệu cho lãi suất cho vay giảm để đảm bảo tính cạnh tranh giữa các ngân hàng, lúc này chi phí sử dụng vốn của doanh nghiệp sẽ giảm theo, kết quả là đầu tư tăng, sản lượng tăng. Về kênh tín dụng, khi mức tín dụng trong nền kinh tế tăng 1,000 tỷ đồng thì tổng sản phẩm trong nước tăng 29.418 tỷ đồng. Như vậy, mức tín dụng trong nền kinh tế có tác động cùng chiều với TTKT. Khi mức tín dụng trong nền kinh tế tăng, tức là nhu cầu vốn của doanh nghiệp được đáp ứng nhiều hơn trong khi các yếu tố khác không đổi (điển hình như lãi suất) sẽ làm gia tăng nguồn vốn đầu tư của doanh nghiệp. Khi này, với mức chi phí sử dụng vốn hiện hữu, nhà đầu tư có thể huy động vốn nhiều hơn để đáp ứng nhu cầu đầu tư mới và mở rộng sản xuất kinh doanh nên sản lượng thực sẽ gia tăng theo.

Như vậy, với CSTT mở rộng được thực hiện thông qua việc giảm lãi suất và tăng mức tín dụng trong nền kinh tế, đặc biệt là tín dụng ngân hàng thì TTKT sẽ gia tăng. Để đánh giá kênh truyền dẫn nào có tác động mạnh hơn đến TTKT, ta tiến hành đi xem xét hệ số hồi quy chuẩn hóa. Hệ số hồi quy chuẩn hóa của lãi suất và tín dụng trong nền kinh tế lần lượt là 0.119486 và 0.415596, điều này cho thấy kênh lãi suất có hiệu quả thấp hơn kênh tín dụng. Lãi suất tác động đến TTKT thông qua nguồn vốn tự có và nguồn vốn tín dụng của nhà đầu tư. Khi xem xét tác động của vốn tín dụng riêng, phần tác động còn lại của lãi suất được giải thích thông qua nguồn vốn tự có. Do đó, nguồn vốn tín dụng đóng vai trò quan trọng trong phát triển kinh tế của Việt Nam do nhiều cá nhân, doanh nghiệp chủ yếu sử dụng đòn bẩy tài chính để hoạt động kinh doanh thay vì dùng nguồn lực có hạn của vốn chủ. Như vậy, khi sử dụng các CCTT nhằm mục đích điều tiết thì NHNN nên tập trung vào những công cụ có

tác động mạnh và hiệu quả đến khả năng đáp ứng nhu cầu tín dụng của người dân như thực hiện các gói tín dụng trực tiếp cho các đối tượng ưu tiên thay vì tác động đến thị trường chủ yếu thông qua lãi suất.

Về hệ số điều chỉnh sai số trong ngắn hạn (α) trong phương trình ( 3.2 ), kết quả thu được hệ số là – 0.055366 với giá trị thống kê t là -3.52517, P-value là 0.0008 (xem Phụ lục 2). Như vậy, với mức ý nghĩa được áp dụng là 10%, việc bác bỏ giả thuyết về hệ số điều chỉnh sai số trong ngắn hạn của mô hình 2 bằng 0 là có cơ sở. Trong ngắn hạn, sự mất cân bằng dài hạn giữa các kênh truyền dẫn CSTT và CSTK sẽ được điều chỉnh mỗi quý là giảm 0.055366. Điều này có nghĩa là khi xuất hiện một cú sốc làm cho các biến lệch ra khỏi trạng thái cân bằng 1 đơn vị thì cứ sau mỗi quý, mức chênh lệch sẽ giảm đi 0.055366 đơn vị, quá trình cứ tiếp diễn trong khoảng thời gian 4.5 năm sẽ hồi phục. So sánh khả năng hồi phục ở mô hình này với mô hình 1, tác giả cho rằng vẫn còn tồn tại kênh truyền dẫn khác của CSTT đến TTKT ở nước ta, ví dụ như kênh giá cổ phiếu, kênh thu nhập được trình bày trong chương 1 nhưng đã bị đề tài nghiên cứu bỏ qua.

Mục tiêu của chính sách tài khoá

Công cụ của chính sách tài khoá