CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Kết quả từ mơ hình NARDL
4.3.1. Kiểm định đồng liên kết đối xứng
Tương tự với việc phân tích mơ hình ARDL, các bước tiến hành của phương pháp NARDL bắt đầu từ việc ước lượng phương trình (3.5) bởi kỹ thuật OLS. Độ trễ tối ưu của các biến số được lựa chọn dựa theo tiêu chuẩn AIC. Lần này, mơ hình NARDL(3,3,0,3,2) là mơ hình tối ưu được chọn. Do số lượng biến ngoại sinh tăng 1 (do tách biến tỷ giá thành các thành phần dương và âm), nên giá trị tới hạn trong Bảng 4.7 có sự khác biệt với Bảng 4.6. Kiểm định F tính ra được là 7,9537 lớn hơn giá trị tới hạn trên tại mức ý nghĩa 1% là 4,37. Do đó, giả thuyết khơng của quan hệ đồng liên kết bất đối xứng bị bác bỏ tại mức 1%, hàm ý tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa lạm phát và các yếu tố xác định.
Bảng 4.7
Kết quả kiểm định đường bao trong khuôn khổ NARDL.
Giá trị thống kê F (F-statistic)
Mức ý nghĩa (Significance)
Các giá trị tới hạn
Đường bao I(0) Đường bao I(1)
7,9537***
10% 2,2 3,09
5% 2,88 3,87
1% 3,29 4,37
Ghi chú: Đồng liên kết tồn tại khi giá trị thống kê F lớn hơn đường bao trên.
*** là mức ý nghĩa thống kê 1%.
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
4.3.2. Kết quả ƣớc lƣợng ngắn hạn
Kết quả mơ hình sai số hiệu chỉnh trong khn khổ NARDL được trình bày tại Bảng 4.8. Có thể thấy, biến sai phân trễ của sự gia tăng tỷ giá (VND mất giá) tác động cùng chiều đáng kể lên lạm phát của Việt Nam. Cụ thể, hệ số này mang giá trị
xấp xỉ 0,2410 và có ý nghĩa thống kê tại mức 5%. Nhưng hệ số của biến sai phân trễ 2 quý (∆nert−2+ ) lại mang dấu âm và có ý nghĩa. Do đó, tác giả tạm dừng ở việc kết luận sự mất giá nội tệ có tác động ngắn hạn lên lạm phát. Tuy nhiên, khi tỷ giá giảm (VND tăng giá), hệ số của biến sai phân trễ ∆nert− lại mang dấu âm (–3,4206) và có ý nghĩa thống kê tại mức 1%. Nói cách khác, tồn tại mối quan hệ ngược chiều giữa định giá cao nội tệ và lạm phát trong ngắn hạn tại Việt Nam. Đề cập đến cơ chế ERPT, tác giả đi đến một kết luận thú vị, ERPT sẽ là khơng hồn tồn trong thời kỳ mất giá nội tệ (vì các hệ số ngắn hạn của cấu thành dương đều nhỏ hơn 1), nhưng ERPT trong thời kỳ tăng giá nội tệ sẽ là quá mức (vì hệ số ngắn hạn lớn hơn 1). Nếu sử dụng khn khổ tuyến tính, chúng ta có thể đã đánh giá sai mức độ ERPT, gây ra các sai lầm trong hoạch định chính sách tiền tệ.
Bảng 4.8
Kết quả ước lượng mơ hình sai số hiệu chỉnh phi tuyến.
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Xác suất
∆cpit−1 0,500757*** 0,08915 5,616428 0,0000 ∆cpit−2 –0,19772** 0,08129 –2,43212 0,0182 ∆nert+ 0,241074** 0,11830 2,037693 0,0463 ∆nert−1+ –0,01269 0,12440 –0,10208 0,9191 ∆nert−2+ –0,45927*** 0,11444 –4,01286 0,0002 ∆nert− –3,42068*** 1,27029 –2,69282 0,0093 ∆m2t –0,13270*** 0,04082 –3,25061 0,0020 ∆m2t−1 0,080941 0,04906 1,649552 0,1046 ∆m2t−2 –0,10907** 0,04287 –2,54389 0,0137 ∆oilt 0,014877* 0,00822 1,809665 0,0757 ∆oilt−1 –0,02146** 0,00846 –2,53554 0,0140 ECMt−1 –0,30827*** 0,04362 –7,06623 0,0000
Ghi chú: *,** và *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Tương tự, tác giả cũng phát hiện được mối quan hệ ngược chiều giữa cung tiền M2 và lạm phát trong ngắn hạn, khi các hệ số sai phân trễ đều mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Riêng mối quan hệ giữa giá dầu và lạm phát, tác giả chỉ có thể kết luận được tồn tại tác động từ thay đổi giá dầu lên lạm phát tại Việt Nam trong
ngắn hạn. Ngoài ra, hệ số của số hạng sai số hiệu chỉnh mang dấu âm và có ý nghĩa tại 1%, khẳng định chắc chắn sự tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa lạm phát và các yếu tố xác định.
4.3.3. Kết quả ƣớc lƣợng dài hạn
Các kết quả ước lượng dài hạn trong Bảng 4.9 hỗ trợ các nhận định cũng như lập luận trước đây về khả năng hiện diện hiệu ứng bất đối xứng trong cơ chế ERPT sang lạm phát tại Việt Nam, điều mà các mơ hình tuyến tính trước đây chưa làm được. Minh chứng là các hệ số của các biến độc lập đều mang ý nghĩa thống kê tại mức 1% và gần như tương đồng với kỳ vọng dấu mà tác giả đã trình bày trong phần trước. Điển hình như hệ số của biến cung tiền M2 và giá dầu đều là dương. Theo đó, 1% gia tăng trong cung tiền và giá dầu tạo áp lực danh nghĩa gia tăng lạm phát lần lượt xấp xỉ 0,1597% và 0,0685% trong dài hạn. Tuy nhiên, điểm nhấn của nghiên cứu lần này, đó là tách biến tỷ giá thành các cấu thành dương (nội tệ mất giá) và âm (nội tệ tăng giá) cho phép tác giả quan sát cơ chế ERPT bất đối xứng khi tỷ giá thay đổi. Hệ số của biến tỷ giá tăng (ner+) mang dấu dương và quan trọng là nhỏ hơn 1 (xấp xỉ 0,8250). Do đó, khi VND được định giá thấp, ERPT sang lạm phát là khơng hồn tồn, hỗ trợ các phát hiện trước đây của Trương Văn Phước và Chu Hoàng Long (2005); Vo Van Minh (2009); Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013). Tuy nhiên, biến cấu thành âm của tỷ giá (ner−) lại mang dấu âm và lớn hơn 1 về mặt tuyệt đối (xấp xỉ 12,4510). Điều đó cho thấy, ERPT sang lạm phát trong dài hạn khi VND tăng giá là quá mức, hỗ trợ các khám phá trước đây của Nguyễn Kim Nam, Trương Ngọc Hảo, Nguyễn Thị Hằng Nga (2014). Có thể thấy, các nghiên cứu trước đây tại Việt Nam có thể xuất phát từ việc giả định tính đối xứng trong cơ chế ERPT, dẫn đến các kết quả hỗn hợp, thiếu tính thống nhất. Trong nghiên cứu này, tác giả đã làm rõ khi nào ERPT là khơng hồn tồn và khi nào là quá mức, làm sáng tỏ được cơ chế ERPT tại Việt Nam. Thêm nữa, vì hệ số dài hạn của biến tỷ giá tăng nhỏ hơn khi tỷ giá giảm, do đó thể hiện tính cứng nhắc hướng
Bảng 4.9
Kết quả ước lượng dài hạn phi tuyến.
Biến hồi quy Hệ số Sai số chuẩn Thống kê t Xác suất
ner+ 0,825049*** 0,11572 7,129171 0,0000 ner− –12,4510*** 1,67068 –7,45265 0,0000 m2 0,159747*** 0,01608 9,933378 0,0000 oil 0,068527*** 0,01547 4,428925 0,0000 Hằng số 0,249883* 0,13437 1,859607 0,0682 Ghi chú: *
và *** tương ứng là mức ý nghĩa thống kê 10% và 1%.
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
4.3.4. Kiểm định chẩn đoán thống kê
Bảng 4.10 trình bày kết quả các kiểm định chẩn đốn của mơ hình, gồm kiểm định tương quan chuỗi, phương sai thay đổi, dạng hàm và phân phối chuẩn. Kết quả chỉ ra toàn bộ các giả thuyết không đều không thể bác bỏ tại mức ý nghĩa 10%, khẳng định một lần nữa tính phù hợp của khn khổ mơ hình NARDL.
Bảng 4.10
Các kiểm định chẩn đốn cho mơ hình NARDL.
Kiểm định Giá trị thống kê Xác suất
Tương quan chuỗi 0,017239 0,9829
Phương sai sai số thay đổi 1,458122 0,1536
Phân phối chuẩn 0,280056 0,8693
Dạng hàm 0,000128 0,9910
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
4.3.5. Phân tích số nhân động tích lũy
Bước cuối cùng của phân tích, tác giả trình bày số nhân động tích lũy, minh họa phản ứng của lạm phát trước sự gia tăng (đường nét liền màu đen) và sụt giảm của tỷ giá (đường nét đứt màu đen), nhằm khẳng định chắc chắn các tính chất của cơ chế ERPT. Có thể thấy, khi tỷ giá tăng, phản ứng của lạm phát luôn nhỏ hơn 1 cả trong ngắn hạn và dài hạn, và có xu hướng tăng lên trong dài hạn. Do đó, ERPT khi tỷ giá hối đối tăng là khơng hồn tồn và gia tăng theo thời gian, trái ngược với Vo Van Minh (2009) khi cho rằng ERPT suy giảm theo thời gian. Tuy nhiên, khi tỷ giá giảm, lạm phát nhanh chóng vượt qua 1 và chạm ngưỡng tuyệt đối 12,45 trong dài
hạn. Do đó, ERPT khi tỷ giá giảm là quá mức cả trong ngắn hạn và dài hạn, và gia tăng theo thời gian. Tóm lại, ERPT sang lạm phát của Việt Nam là gia tăng theo thời gian. Ngoài ra, vì đường nét đứt màu đen nằm trên đường nét liền màu đen, hàm ý phản ứng của lạm phát khi tỷ giá tăng nhỏ hơn khi giảm, thể hiện tính cứng
nhắc hướng lên (upward rigidity). Quan trọng hơn, chênh lệch phản ứng của lạm
phát trước sự gia tăng và suy giảm trong tỷ giá (đường nét đứt màu đỏ) đều lớn hơn 0 và có ý nghĩa thống kê tồn giai đoạn xét tới.Điều đó khẳng định tồn tại hiệu ứng bất đối xứng ngắn hạn và dài hạn trong cơ chế ERPT tại Việt Nam.
-4 0 4 8 12 16 20 EX +1% EX -1% Difference
Hình 4. 1: Phản ứng của lạm phát trƣớc các thay đổi trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa.