Biến VIF 1/VIF
Fiscal deficit 1,42 0,7048 Broad Money 8,47 0,1181 Gdppercapita 4,28 0,2337 Gov_expenditure 3,78 0,2646 Interestrate 1,95 0,5126 Exchangerate 3,45 0,2903 Tradeopeness 5,03 0,1989 Mean VIF 4,05
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu 85 quan sát của 5 quốc gia trong giai đoạn 1992 - 2016 (Phụ lục mục 3)
Dựa vào bảng 4.6 kết quả kiểm tra đa cộng tuyến với nhân tử phóng đại phương sai, cho thấy trung bình VIF của các biến trong mô hình là 4,05 nhỏ hơn 10. Không có VIF của biến độc lập nào vượt quá 10.
Kết luận: Với tiêu chuẩn nhân tử phóng đại phương sai VIF, mô hình không tồn
4.2.4. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi phần dư - Greene (2000) Bảng 4.7: Kết quả mô hình FEM Bảng 4.7: Kết quả mô hình FEM
Inflation Coef. Std. Err. t P>t
Fiscal deficit 0,0905 0,1739 0,52 0,604 Broad Money -0,0514 0,0294 -1,75 0,083 Gdppercapita 6,8775 2,1579 3,19 0,002 Gov_expenditure -0,0362 0,2402 -0,15 0,881 Interestrate 1,2228 0,0834 14,66 0,000 Exchangerate 9,0660 2,4698 3,67 0,000 Tradeopeness 0,0514 0,0204 2,52 0,013 _cons -48,4522 7,9250 -6,11 0,000
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu 125 quan sát của 5 quốc gia trong giai đoạn 1992 - 2016 (Phụ lục mục 4)
Bảng 4.8: Kết quả mô hình REM
Inflation Coef. Std. Err. z P>z
Fiscal deficit 0,1863 0,1477 1,26 0,207 Broad Money -0,0273 0,0253 -1,08 0,282 Gdppercapita 3,8211 1,6145 2,37 0,018 Gov_expenditure 0,0528 0,2113 0,25 0,803 Interestrate 1,0014 0,0782 12,81 0,000 Exchangerate 0,4645 0,4156 1,12 0,264 Tradeopeness 0,0259 0,0151 1,71 0,087 _cons -16,9317 6,0991 -2,78 0,006
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu 125 quan sát của 5 quốc gia trong giai đoạn 1992 - 2016 (Phụ lục mục 5)
Kết quả kiểm định Hausman để tìm ra mô hình phù hợp
Với giá trị p-value của kiểm định Hausman bằng 0,0000 nhỏ hơn 0,05 nên mô hình FEM phù hợp với dữ liệu nghiên cứu của tác giả. Do vậy, kiểm định phương sai sai số thay đổi sẽ được thực hiện trong mô hình FEM.
Tác giả tiến hành kiểm định phương sai sai số thay đổi bằng phương pháp kiểm định Greene (2000) với giả thuyết như sau:
Giả thuyết Ho: Mô hình không có hiện tượng phương sai thay đổi Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng phương sai thay đổi
Kết quả kiểm định phương sai sai số thay đổi
Với p-value kiểm định phương sai sai số thay đổi là 0,000 < α = 0,05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho, chấp nhận giả thuyết H1 ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình ở mức ý nghĩa 5%.
(V_b-V_B is not positive definite) Prob>chi2 = 0.0000
= 48.99
chi2(7) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) Test: Ho: difference in coefficients not systematic
Prob>chi2 = 0.0000 chi2 (5) = 167.44
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i in fixed effect regression model
4.2.5. Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư – Wooldridge (2002) và Drukker (2003) Drukker (2003)
Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương Wooldridge (2002) và Drukker (2003) và đặt giả thuyết kiểm định như sau:
Giả thuyết Ho: Mô hình không có hiện tượng tự tương quan Giả thuyết H1: Mô hình có hiện tượng tự tương quan
Kết quả kiểm định tự tương quan
p-value của kiểm định tự tương quan bằng 0,0009 < α = 0,05 nên bác bỏ giả thuyết Ho, chấp nhận giải thuyết H1 với mức ý nghĩa 5% mô hình tồn tại tự tương quan.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng tự tương quan trong mô hình ở mức ý nghĩa 5%.
4.2.6. Dự đoán và kiểm định biến nội sinh
Dựa trên bản chất mối quan hệ của các biến số kinh tế đã được trình bày ở mục
3.1.2 Chương 3, các biến số thâm hụt ngân sách (Fiscal deficit), cung tiền (Board
money), thu nhập bình quân đầu người (Gdp per capita) được dự đoán là các biến nội sinh.
Kiểm tra biến nội sinh: tiến hành kiểm định về tính nội sinh của các biến thâm hụt ngân sách, cung tiền, thu nhập bình quân đầu người theo kiểm định Hausman được đề xuất bởi Hausman (1978). Kiểm định này được thực hiện theo hai bước:
- Bước 1: Hồi qui biến nghi ngờ là biến nội sinh theo các biến còn lại, lưu phần dư. - Bước 2: Kiểm tra ý nghĩa thống kê của phần dư vừa được lưu trong mô hình hồi qui biến phụ thuộc theo các biến độc lập, chú ý là biến độc lập bị nghi ngờ là biến nội
Prob > F = 0.0010 F( 1, 4) = 73.891 H0: no first order autocorrelation
Nếu phần dư có ý nghĩa thống kê, ta kết luận biến nghi ngờ thực sự là biến nội sinh và ngược lại trường hợp phần dư không có ý nghĩa thống kê, ta kết luận biến nghi ngờ ban đầu không phải là biến nội sinh.
Bảng 4.9 Kết quả kiểm định biến nội sinh
Coef. Std. Err. t P>t Conf.Interval] [95%
eFiscal deficit -0.3550 0.7986 -0.44 0.007 -1.9366 1.2265
eBroad Money 0.6530 0.2540 2.57 0.011 0.1499 1.1560
eGdppercapita -0.0072 0.0089 -0.82 0.416 -0.0249 0.0103
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ phần mềm Stata 14
Các biến eFiscal deficit, eBroad Money, eGdppercapita là phần dư của mô hình hồi qui các biến độc lập theo các biến nghi ngờ có hiện tượng nội sinh. Ta lần lượt thay các biến phần dư này vào mô hình nghiên cứu (biến phần dư thế chỗ cho biến nghi ngờ có hiện tượng nội sinh). Kết quả tổng hợp tại bảng 4.9 cho thấy eFiscal deficit và eBroad Money có ý nghĩa thống kê ở mức alpha=5%, ta kết luận mô hình có các biến nội sinh Fiscal deficit và Broad Money.
4.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu
Bài nghiên cứu sẽ tiếp cận mô hình GMM, với mục đích là khắc phục các khiếm khuyết kiểm định của mô hình hồi quy OLS cổ điển.
Theo kết quả nghiên cứu của Arellano và Bond (1991), phương pháp hồi quy GMM là một giải pháp hữu hiệu để ước lượng hồi quy trong mô hình trong trường hợp mô hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, tượng tương quan và nội sinh. Mô hình Arellano và Bond kiểm soát được hiện tượng tự tương quan giữa phần dư, hiện tượng phương sai thay đổi và nội sinh. Ưu điểm của phương pháp GMM cho ước lượng vững và hiệu quả được trình bày ở mục 3.3.2., kiểm soát hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trên GMM nhằm khắc phục các khuyến khuyết dữ liệu mẫu đã được phát hiện bởi kiểm định Greene (2000), Wooldridge (2002) và Drukker (2003).
Bảng 4.10: Kết quả hồi quy mô hình theo GMM
Inflation Coef. Std. Err. z P>z
Inflationt-1 0,0073 0,0728 0,10 0,920 Fiscal deficit 0,4352 0,2360 -1,84 0,068 Broad Money 0,2061 0,0618 -3,33 0,001 Gdppercapita 12,1456 2,5759 4,72 0,000 Gov_expenditure 0,4097 0,5584 0,73 0,465 Interestrate - 1,3202 0,1208 10,93 0,000 Exchangerate 27,1515 6,0180 4,51 0,000 Tradeopeness 0,0676 0,0430 1,57 0,120 AR(1) 0,012 AR(2) 0,709 Sargan test 0,141
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu 125 quan sát của 5 quốc gia trong giai đoạn 1992 - 2016 (Phụ lục mục 6)
Kết quả hồi quy của mô hình với AR(1) < 0,05, AR(2) > 0,05 và kiểm định Sargan > 0,05 nên mô hình hồi quy GMM trên trong mô hình là vừa đủ và phù hợp. Tất cả các kiểm định trên đều cho kết quả hợp lệ, do vậy kết quả từ mô hình GMM là có độ tin cậy.
Theo kết quả hồi quy mô hình ở bảng 4.7 cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Mô hình hồi quy tìm thấy bằng chứng các biến độc lập thâm hụt ngân sách (Fiscal deficit), cung tiền (Broad money) có tác động cùng chiều đến biến phụ thuộc có ý nghĩa thống kê, còn biến độc lập lãi suất tiền gửi (Deposit interestrate) có tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê; biến độc lập chi tiêu chính phủ (gov_expenditure) không có ý nghĩa thống kê.
Đối với biến độc lập thâm hụt ngân sách (Fiscal deficit)hệ số hồi quy 0,4352 - có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa là 10%. Khi thâm hụt ngân sách tăng 1% thì lạm phát tăng 0,4352%. Kết quả thể hiện yếu tố thâm hụt ngân sách của quốc gia có ảnh
Thực tế những năm qua, thâm hụt ngân sách Việt Nam được tài trợ phần lớn bằng cách vay nợ thông qua phát hành trái phiếu chính phủ. Lượng trái phiếu này có thể được mua bởi NHNN (hình thức cấp tín dụng trực tiếp cho chính phủ) sẽ làm tăng lượng tiền cơ sở. Hoặc lượng trái phiếu được mua bởi các ngân hàng thương mại, sau đó các ngân hàng thương mại đem cầm cố chúng tại NHNN thông qua nghiệp vụ thị trường mở hoặc nghiệp vụ tái cấp vốn (cấp tín dụng gián tiếp cho chính phủ). Điều này cũng làm tăng lượng tiền cơ sở và tăng cung tiền gây lạm phát. Theo Ủy ban chứng khoán nhà nước, tính đến cuối năm 2016 dư nợ của Trái phiếu Chính phủ khoảng 19,38% GDP, dư nợ của Trái phiếu Chính phủ bảo lãnh đang lưu hành khoảng 3,59% GDP. Ngoài ra, bên cạnh việc vay nợ trong nước, Việt Nam còn vay nợ nước ngoài để tài trợ thâm hụt, năm 2016 tỷ lệ nợ khoảng 60,7% GDP; thâm hụt ngân sách tăng từ 5,48% GDP lên 6,6% GDP, cung tiền tăng và thâm hụt ngân sách tăng làm tỷ lệ lạm phát tăng từ 0,87% lên 3,24%. Số liệu thực tế phù hợp với kết quả nghiên cứu.
Đối với biến độc lậpcung tiền (Broad money) hệ số hồi quy 0,2061 - có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa là 5%. Khi cung tiền tăng 1% thì lạm phát tăng 0,2061%. Tác động này là tác động dương tới biến phụ thuộc trong mô hình hồi quy.
Việt Nam đã thực thi chính sách tiền tệ mở rộng đạt mức bình quân rất cao trong giai đoạn 2001-2007 tăng từ 52%/GDP lên đến 100%/GDP, trong khi GDP tăng tương ứng chỉ khoảng 7,5%/năm. Chính điều này là yếu tố gây nên mức lạm phát cao chưa kể độ trễ và lũy tích của việc tăng cung tiền đối với nền kinh tế trong các năm kế tiếp. Đặc biệt vào năm trước bùng nổ (2006), tốc độ mở rộng cung tiền đạt tới đỉnh điểm 26,69% và cùng với các yếu tố khác đã góp phần làm tăng lạm phát trong năm kế tiếp. Kết quả là lạm phát dường như ngoài tầm kiểm soát trong những tháng cuối năm 2007 và đầu năm 2008 lên đến 23% và gây nên những ảnh hưởng tới quá trình tăng trưởng bền vững của nền kinh tế.
Thứ nhất, việc phát hành tiền trực tiếp làm tăng cung tiền tệ trên thị trường sẽ gây lạm phát cao, đặc biệt khi việc tài trợ thâm hụt lớn và diễn ra liên tục thì nền kinh tế phải trải qua lạm phát cao và kéo dài. Sự gia tăng cung tiền có thể không làm tăng lạm phát nếu nền kinh tế đang đà tăng trưởng, mức cầu tiền giao dịch tăng lên phù hợp với mức tăng của cung tiền. Tuy nhiên, trong trường hợp khu vực tư nhân đã thỏa mãn với lượng tiền họ đang nắm giữ (mức cầu tiền tương đối ổn định) thì sự gia tăng của cung tiền làm cho lãi suất thị trường giảm, nhu cầu tiêu dùng về hàng hóa dịch vụ, nhu cầu đầu tư sẽ tăng lên kéo theo sự tăng của tổng cầu nền kinh tế, mặt bằng giá cả sẽ tăng lên gây áp lực lạm phát. Người ta gọi trường hợp khi chính phủ tài trợ thâm hụt ngân sách bằng cách tăng cung tiền là hiện tượng chính phủ đang thu “thuế lạm phát” từ những người đang nắm giữ tiền.
Thứ hai, bù đắp thâm hụt bằng nguồn vay nợ trong nước hoặc nước ngoài, việc
vay nợ trong nước bằng cách phát hành trái phiếu ra thị trường vốn, nếu việc phát hành diễn ra liên tục thì sẽ làm tăng lượng cầu quỹ cho vay, do dó, làm lãi suất thị trường tăng. Để giảm lãi suất, NHTW phải can thiệp bằng cách mua các trái phiếu đó, điều này làm tăng lượng tiền tệ gây lạm phát. Hay vay nợ nước ngoài để bù đắp bội chi ngân sách bằng ngoại tệ, lượng ngoại tệ phải đổi ra nội tệ để chi tiêu bằng cách bán cho NHTW, điều này làm tăng lượng tiền nội tệ trên thị trường tạo áp lực lạm phát.
Đối với biến độc lập lãi suất tiền gửi (Deposit interestrate) hệ số hồi quy – 1,3202 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Khi lãi suất tăng 1% thì lạm phát giảm 1,3202%. Điều này là phù hợp với lý thuyết khi lãi suất tiền gửi tăng, các chủ thể sẽ giảm chi tiêu, giảm đầu tư, do đó làm cung tiền tệ giảm, giá cả hàng hóa giảm, tác động giảm lạm phát.
Ở Indonesia trong giai đoạn từ năm 1996 đến năm 2002, do sự ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tiền tệ Châu Á, nhìn vào hình 4.1 tỷ lệ lạm phát từ 6,23% năm 1997 tăng lên đến 58,45% trong năm 1998; thâm hụt ngân sách tăng từ 1,03%/GDP năm
1997 lên 1,89%/GDP năm 1998 như hình 4.2, cung tiền cũng được mở rộng từ 56%/GDP lên 60%/GDP như hình 4.3, cũng như lãi suất tiền gửi tăng từ 20% lên đến 39%. Do có độ trễ nên khi lãi suất tiền gửi tăng không làm giảm lạm phát ngay mà phải đến năm 1999 lạm phát mới giảm còn 20,48% .
Ở Việt Nam giai đoạn năm 2010 đến năm 2013, khi lạm phát tăng cao từ 8,86% năm 2010 lên 18,68% trong năm 2011, chính phủ phải thực hiện chính sách thắt chặt cung tiền, tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc, làm ngân hàng thương mại muốn huy động thêm tiền gửi phải tăng lãi suất tiền gửi từ 11,19% năm 2010 lên 13,99% năm 2011; do có độ trễ nên đến năm 2012 lạm phát giảm chỉ còn 9,09%.
Kết luận chương 4
Chưong 4 đã trình bày kết quả hồi quy của mô hình nghiên cứu, cho thấy sự tác
động của thâm hụt ngân sách và cung tiền đến lạm phát ở các nước ASEAN-5 trong giai đoạn nghiên cứu từ năm 1992 đến năm 2016. Kết quả nghiên cứu ủng hộ cho các bằng chứng thực nghiệm trước đây, thâm hụt ngân sách được bù đắp bằng cách vay nợ trực tiếp từ NHTW hay gián tiếp bằng cách thông qua phát hành trái phiếu Chính phủ cũng sẽ làm tăng nguy cơ lạm phát. Vay nợ trực tiếp từ NHTW hay gián tiếp bằng cách phát hành trái phiếu Chính phủ cũng làm tăng lượng tiền cơ sở và tăng cung tiền gây lạm phát. Việc củng cố về mặt lý thuyết cũng như ủng hộ thêm về định lượng cho các nghiên cứu trước đây làm cơ sở cho việc đưa ra một số gợi ý hoạch định chính sách của chính phủ để duy trì một lạm phát tối ưu phát triển kinh tế bền vững.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
5.1. Kết luận
Kết quả định lượng của mô hình ủng hộ cho các bằng chứng thực nghiệm trước đây của Cottarelli et al. (1998) tìm thấy một tác động đáng kể giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát trong công nghiệp và kinh tế chuyển đổi bằng cách sử dụng các mô hình dữ liệu bảng trong 47 quốc gia từ 1993 đến 1996. Và nó cũng ủng hộ nhiều hơn cho nghiên cứu của Fischer et al. (2002), khi tác giả sử dụng bộ dữ liệu của 94 nước đã và đang phát triển từ năm 1960-1995. Sự tương đồng được tìm thấy tương tự trong bài viết của Catão và Terrones (2005) Lin và Chu (2013) hay Jayaraman và Chen (2013).
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy mối quan hệ giữa cung tiền và lạm phát phù hợp với các nghiên cứu trước đây. Như nghiên cứu của Hossain (2010) khi sử dụng dữ liệu hàng năm trong giai đoạn 1973-2008 ở Bangladesh cho thấy sự tồn tại của một mối quan hệ nhân quả giữa tăng trưởng cung tiền và lạm phát, hay như nghiên cứu của Pelipas (2006) trên cơ sở dữ liệu quý từ 1992-2003 ở Belarus, cung tiền có mối tương quan tích cực đáng kể với lạm phát.
Kết quả nghiên cứu là phù hợp với giả thiết nghiên cứu mà luận văn đã đặt ra khi giả thiết rằng thâm hụt ngân sách và cung tiền có tác động cùng chiều đến lạm phát. Kết quả cho thấy khi thâm hụt ngân sách tăng 1% thì tỷ lệ lạm phát tăng 0,4352% và cung tiền tăng 1% thì tỷ lệ lạm phát tăng 0,2061%. Bài nghiên cứu cũng cho thấy tỷ giá hối đoái có tác động đến lạm phát, tỷ giá là một trong những kênh truyền tải của