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.