OIL FFR IP CPI MD MS ER OIL b11 0 0 0 0 0 0 FFR 0 b22 0 0 0 0 0 IP 0 0 b33 0 0 0 0 CPI 0 0 0 b44 0 0 0 MD 0 0 0 0 b55 0 0 MS 0 0 0 0 0 b66 0 ER 0 0 0 0 0 0 b77
Nguồn: Adam Elbourne a, Jakob de Haan (2006)
Các biến được đưa vào mơ hình với thứ tự sắp xếp như bên trên. Việc sử dụng một tiến trình được lặp đi lặp lại để nhận diện ra những cú sốc tác động đồng thời đến những biến tương ứng và những biến xếp sau đó, nhưng lại khơng gây tác động đến những biến đứng trước. Điều nay đồng nghĩa với ta đưa ra những giả định như sau: Với thứ tự OIL , FFR, IP, CPI, MD, MS, ER các yếu tố đặt trước tác động lên các yếu tố đặt sau và khơng có chiều ngược lại. Giả định này nhằm tránh hiện tượng nội sinh trong mơ hình. Hiện tượng nội sinh đặc biệt nghiêm trọng trong nghiên cứu định lượng, ảnh hưởng tới cả tính vững và tính hiệu quả của ước lượng đối với mơ hình VAR và SVAR.
Việc phân tích cú sốc của các biến ngoại sinh đến các biến nội sinh được thực hiện thông qua việc phân tách các phần dư của mơ hình SVAR theo mơ phỏng như trên với quy ước: ei là phần dư của phương trình thứ i được ước lượng từ mơ hình VAR cơ bản; ui là phân dư của biến số thứ i của mơ hình VAR cấu trúc; các a(ij) là các hệ số cần được ước lượng theo cấu trúc của ma trận A đã nói ở trên. Việc
phân tích các cú shock bên ngồi nền kinh tế sẽ được thực hiện thơng qua cơ chế phân rã Choleski theo mơ hình SVAR.
CHƢƠNG 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1 Thống kê mô tả
Bảng 4.1 : Phân tích thống kê mơ tả
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Eviews trên số liệu tác giả thu thập
Từ bảng 4.1 cho thấy, trong mơ hình các biến có độ lệch chuẩn khơng q lớn so với trung bình, trừ biến giá dầu. Có 92 quan sát trong cỡ mẫu. Dữ liệu đầu vào là tương đối tốt và phù hợp thực hiện hồi quy.
4.2 Kết quả kiểm tra tính dừng
Tính dừng của biến chuỗi luôn là một vấn đề đặc biệt quan trọng trong dữ liệu thời gian và đặc biệt là dữ liệu bảng, bởi chúng ta khơng thể áp dụng các tính chất liên quan đến phân phối chuẩn cho các biến không dừng (nonstationary variables), chẳng hạn, các trị thống kê t, f nhận được từ phương trình hồi quy của những biến khơng dừng này sẽ khơng có phân phối chuẩn (durlauf và phillips, 1988). ngồi ra, việc khơng xác định rõ tính dừng của các biến chuỗi có thể dẫn đến vấn đề hồi quy mơ hồ (spurious regression) khi các biến khơng có mối quan hệ đồng kết hợp .
Bài nghiên cứu thực hiện kiểm định tính dừng Augment Dickey Fuller và có kết quả như sau:
Bảng 4.2 : Tổng hợp kiểm định tính dừng Biến Biến số Kiểm định ADF Kết luận Level Sai phân bậc 1 (1st Difference) T statistics(τ) p-value T statistics p-value
Oil -1.766674 0.3947 -8.716416 0.0000 Dừng ở sai phân cấp 1 FFR -2.478800 0.1241 -5.928596 0.0000 Dừng ở sai phân cấp 1 IP 0.823930 0.8070 -3.375850 0.0145 Dừng ở sai phân cấp 1
CPI -3.464650 0.0112 -6.926276 0.0000 Dừng ở chuối gốc và cả sai phân cấp 1 MD -2.756860 0.0689 -4.952599 0.0001 Dừng ở sai phân cấp 1
MS -5.260938 0.0000 -7.027290 0.0000 Dừng ở chuối gốc và cả sai phân cấp 1 ER -1.086888 0.7182 -9.634193 0.0000 Dừng ở sai phân cấp 1
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Eviews trên số liệu tác giả thu thập Như vậy các biến đều dừng ở sai phân cấp 1, trong đó có CPI và MS dừng ở chuối gốc và sai phân cấp 1 ; để đảm bảo tính logic và đồng bộ dữ liệu thì tác giả sẽ sử dụng sai phân cấp 1 của tất cả các biến vào nghiên cứu tại các bước tiếp theo.
4.3 Xác định độ trễ tối ƣu
Việc xác định trễ tối ưu cho mơ hình VAR, được thực hiện thơng qua các kiểm định như dưới đây
Bước 1: Tác giả tiến hành hồi quy theo mơ hình VAR với số trễ tối đa là 10 cho các biến D(OIL), D(FFR), D(IP), D(CPI), D(MD), D(MS), D(ER).
Bước 2 : Từ mơ hình VAR vừa thực hiện tác giả tiến hành kiểm định VAR Lag Exclusion Wald Tests và Var lag order Selection criteria. Trong kiểm định VAR Lag Exclusion Wald Tests độ trễ tối ưu của 2 biến FFR và CPI là 2 và 4. ( Không chọn độ trễ 9 và 10 của 2 biến ER và IP vì như vậy sẽ có rất nhiều phương trình
tiêu chuẩn SC là 3. Từ kết quả 2 kiểm định đó ta chọn số trễ tối ưu là 4 trễ.
Bước 3 : Khai báo lại số trễ là 4 và thao tác lại mơ hình VAR cho các biến D(OIL), D(FFR), D(IP), D(CPI), D(MD), D(MS), D(ER)
Bước 4: Xem xét lại kiểm định VAR Lag Exclusion Wald Tests . Kết quả cho thấy số trễ tối ưu là 4 . Như vậy số trễ này sẽ được sử dụng vào phân tích mơ hình SVAR.
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
4.4 Kiểm định tính ổn định của mơ hình
Kiểm định độ ổn định của mơ hình SVAR dựa trên kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu sai số trong mơ hình SVAR. Các sai số dừng hàm ý rằng các chuỗi sai số là nhiễu trắng, hay những yếu tố chưa đưa vào mơ hình được kiểm sốt, mơ hình SVAR ổn định trong phân tích.
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Chuỗi nhiễu sai số của mơ hình dừng hầu hết, các điểm hầu hết đều nằm trong vòng tròn đơn vị, cho thấy mơ hình SVAR tương đối ổn định. Các yếu tố chưa đưa vào mơ hình đại diện phần nhiễu đã được kiểm soát. Khung các biến ổn định.
4.5 Mơ hình SVAR
Bảng 4.4 : Các hệ số ma trận SVAR
Structural VAR Estimates Date: 03/15/18 Time: 15:21 Sample (adjusted): 1996Q2 2017Q4 Included observations: 87 after adjustments
Estimation method: method of scoring (analytic derivatives) Convergence achieved after 1 iterations
Structural VAR is over-identified (4 degrees of freedom)
Model: Ae = Bu where E[uu']=I
Restriction Type: short-run pattern matrix A = 1 C(1) C(2) C(3) C(5) C(9) C(12) 0 1 0 0 C(6) C(10) C(13) 0 0 1 C(4) C(7) 0 C(14) 0 0 0 1 C(8) 0 C(15) 0 0 0 0 1 C(11) C(16) 0 0 0 0 0 1 C(17) 0 0 0 0 0 0 1 B = C(18) 0 0 0 0 0 0 0 C(19) 0 0 0 0 0 0 0 C(20) 0 0 0 0 0 0 0 C(21) 0 0 0 0 0 0 0 C(22) 0 0 0 0 0 0 0 C(23) 0 0 0 0 0 0 0 C(24)
Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.
C(1) -7.211514 2.607144 -2.766059 0.0057 C(2) 64.59832 62.13171 1.039700 0.2985 C(3) -1.159312 0.451103 -2.569948 0.0102 C(4) 0.000912 0.000772 1.181149 0.2375 C(5) 11.63766 12.78159 0.910501 0.3626 C(6) 0.208917 0.511426 0.408499 0.6829 C(7) -0.038850 0.021325 -1.821752 0.0685 C(8) 3.584094 2.935616 1.220900 0.2221 C(9) 30.81302 36.90656 0.834893 0.4038 C(10) -3.173197 1.479054 -2.145423 0.0319 C(11) -0.493897 0.305502 -1.616674 0.1059 C(12) 8.896265 62.48871 0.142366 0.8868 C(13) -0.165876 2.533140 -0.065482 0.9478 C(14) 0.136657 0.106504 1.283108 0.1995 C(15) 13.76419 14.71248 0.935545 0.3495 C(16) 0.114518 0.530885 0.215711 0.8292 C(17) 0.144153 0.185664 0.776419 0.4375 C(18) 9.139386 0.692855 13.19091 0.0000 C(19) 0.375831 0.028492 13.19091 0.0000 C(20) 0.015770 0.001196 13.19091 0.0000 C(21) 2.189455 0.165982 13.19091 0.0000 C(22) 0.078786 0.005973 13.19091 0.0000 C(23) 0.027649 0.002096 13.19091 0.0000 C(24) 0.015966 0.001210 13.19091 0.0000 Log likelihood 214.5350 LR test for over-identification:
Estimated A matrix: 1.000000 -7.211514 64.59832 -1.159312 11.63766 30.81302 8.896265 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.208917 -3.173197 -0.165876 0.000000 0.000000 1.000000 0.000912 -0.038850 0.000000 0.136657 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 3.584094 0.000000 13.76419 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 -0.493897 0.114518 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.144153 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 Estimated B matrix: 9.139386 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.375831 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.015770 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2.189455 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.078786 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.027649 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.015966
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Kết quả cho thấy đã ước lượng được các hệ số theo ma trận cấu trúc cho mối quan hệ giữa các biến.
4.6 Tác động của các biến ngoại sinh
Để xem xét tác động của các cú sock ngoại sinh (giá dầu và lãi suất fed) tới các biến vĩ mô của Việt Nam; tác giả tiếp tục sử dụng hàm phản ứng cấu trúc từ mơ hình SVAR với kết quả như sau:
4.6.1 Xem xét cụ thể cú sock giá dầu
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.2 Phản ứng của sản lƣợng với giá dầu
- Khi xảy ra cú shock giá dầu thơ thì sẽ tác động đến IP theo chiều hướng ngược lại. Dầu thô chủ yếu dùng để sản xuất dầu hỏa, diezen và xăng nhiên liệu[1].
Tuy nhiên dầu thô cũng là nguồn nguyên liệu chủ yếu để sản xuất ra các sản phẩm của ngành cơng nghiệp hóa dầu như dung mơi, phân bón hóa học, nhựa, thuốc trừ sâu, nhựa đường. Hơn nữa trên phương diện Việt Nam là một nước nhập khẩu một lượng lớn xăng dầu thành phẩm (với hơn 70% lượng xăng dầu nhập khẩu), khi giá dầu giảm, giá các thành phẩm xăng dầu trên thị trường thế giới giảm theo sẽ làm giảm nhẹ hóa đơn xăng dầu của người tiêu dùng Việt Nam. Trên thị trường nội địa, chúng ta cũng đã nhận được các đợt điều chỉnh giảm liên tục giá các sản phẩm xăng dầu từ điều hành của Nhà nước. Một khi chi tiêu cho xăng dầu giảm thì thu nhập khả dụng của người tiêu dùng còn lại cho các sản phẩm hàng hóa khác sẽ tăng lên và sự gia tăng sức mua cho người dân trong nước sẽ góp phần làm tăng sản lượng nền kinh tế cũng như GDP.
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.3 Phản ứng của lạm phát với giá dầu
Đối với CPI, khi giá dầu tăng sau một quý sẽ có ảnh hưởng mạnh làm tăng CPI trong 3 quý liên tiếp, sau đó mới có chiều hướng chững lại và suy giảm. Ở Việt Nam, giá dầu tăng gây tác động khơng nhỏ đến q trình sản xuất, kinh doanh ảnh hưởng sức mua hàng hóa trên thị trường. Ðặc biệt, với tiền lệ xăng, dầu tăng giá sẽ kéo theo sự tăng giá của các mặt hàng thiết yếu khác. Nhưng giá cả hàng hóa sẽ chứng lại và khơng cịn chịu nhiều tác động của biến động giá dầu.
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.4 Phản ứng của cầu tiền với giá dầu
Đối với MD, khi giá dầu tăng sau 1 quý sẽ làm cho MD giảm trong các quý tiếp theo.
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.5 Phản ứng của cung tiền với giá dầu
Đối với MS, khi giá dầu tăng rất ít có ảnh hưởng tới cung tiền ngay lập tức; và trong thời gian tiếp theo sẽ có xu hướng làm giảm MS
Đối với ER, khi giá dầu tăng khơng có tác động đến ER trong hai kỳ đầu, sau đó làm tăng tỷ giá hối đối ở kỳ thứ 3,4 và tác động làm giảm tỷ giá hối đối ở các kỳ sau đó.
4.6.2 Xem xét cụ thể cú sock lãi suất FED
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.7 Phản ứng của sản lƣợng với lãi suất Fed
- Đối với IP, khi có cú sock tăng lãi suất FED làm cho sản lượng tăng nhẹ ở 3 kỳ đầu và tăng mạnh dần lên ở các kỳ tiếp theo. Khi lãi suất đồng USD ( lãi suất Fed ) tăng có thể sẽ khiến lãi suất hoặc tỷ giá một số đồng tiền khác biến động, trong đó có Việt Nam đồng. Khi tỷ giá USD/ VNĐ tăng nợ của DN vay bằng USD trong nước sẽ tăng, làm chi phí vốn vay của DN trở nên đắt đỏ hơn, đồng thời các chi phí nguyên liệu đầu vào nhập khẩu của các doanh nghiệp tăng tác động làm giảm sản lượng công nghiệp. Tuy nhiên khi VNĐ giảm làm kích thích xuất khẩu sẽ thúc đẩy sản lượng công nghiệp tăng
- Đối với CPI, khi có cú shock tăng lãi suất FED thì mức độ ảnh hưởng tới CPI là cao theo chiều hướng làm giảm CPI trong 1 thời kỳ 5 quý liên tiếp, và sau đó hiệu ứng giảm dần dần. Khi lãi suất Fed tăng, người dân có nhu cầu nắm giữ tài sản nước ngoài hơn tài sản trong nước. Do vậy, để cạnh tranh ngân hàng nhà nước Việt Nam sẽ có động thái tăng lãi suất nội tệ, làm cho lạm phát giảm.
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.9 Phản ứng của cầu tiền với lãi suất Fed
- Đối với MD, khi tăng lãi suất Fed ở 2 kỳ đầu, cầu tiền hầu như không bị ảnh hưởng. Từ kỳ thứ 3 trở đi, lãi suất Fed tăng làm cho cầu tiền tăng.
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.10 Phản ứng của cung tiền với lãi suất Fed
-Đối với MS, khi có cú sốc lãi suất Fed tăng làm cho cung tiền tăng dần qua các thời kỳ. Khi lãi suất Fed tăng, người dân có nhu cầu nắm giữ tài
sản nước ngồi hơn. Ngân hàng nhà nước có thể điều chỉnh tăng lãi suất nội tệ để cạnh tranh hơn, từ đó làm tăng cung tiền.
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập
Hình 4.11 Phản ứng của tỷ giá hối đoái với lãi suất Fed
-Đối với ER, Khi lãi suất Fed tăng làm cho tỷ giá hối đoái giảm . Khi lãi suất Fed tăng, tác động tức thì sẽ làm cho ngoại tệ tăng giá so với đồng nội tệ làm tăng tỷ giá hối đối, nhưng khi lãi suất Fed tăng, chi phí đầu vào của các doanh nghiệp nước vào sẽ tăng đẩy giá cả hàng hóa nước ngồi tăng, khi đó hàng nội địa sẽ cạnh tranh hơn, kích thích xuất khẩu tăng, lượng ngoại tệ thu về ngày càng nhiều tác động làm giảm tỷ giá hối đoái
Kết luận:
Hội nhập kinh tế quốc tế đã trở thành xu thế tất yếu đối với mọi quốc gia trong thế kỷ 21. Đây được xem là quá trình liên tục, diễn ra dưới nhiều hình thức, nhiều cấp độ khác nhau. Bên cạnh việc tham gia Tổ chức thương mại Thế giới (WTO), Việt Nam đã đồng thời tham gia mạnh mẽ vào quá trình hội nhập khu vực và quốc tế thơng qua nỗ lực xây dựng Cộng đồng Asean và đàm pháp các hiệp định thương mại tự do (FTA) thế hệ mới với các đối tác quan trọng như EU, Hàn Quốc, Liên minh kinh tế Á – Âu, Hiệp định TPP…Vì vậy nên càng ngày Việt Nam sẽ chịu càng nhiều tác động của nền kinh tế thế giới, và dĩ nhiên sẽ chịu ảnh hưởng lớn từ Hoa Kỳ. Giá dầu và lãi suất Fed là 2 yếu tố vĩ mơ điển hình tác động đến nền kinh
khẩu nên Việt Nam chịu tác động đa chiều của việc biến động giá dầu trên thị trường quốc tế. Theo kết quả phản ứng đẩy cho thấy khi giá dầu thô tăng sẽ có tác động ngược chiều đến sản lượng trong các kỳ. Giá dầu tăng cũng làm tăng lạm phát trong 5 kỳ đầu, sau đó sẽ giảm dần trong các kỳ sau. Khi giá dầu thơ tăng sẽ có gây ra tác động tiêu cực nhiều hơn. Bên cạnh việc làm tăng nguồn thu ngân sách từ dầu thơ thì lúc này, giá xăng dầu trên thị trường tăng sẽ kéo theo việc gia tăng chi phí sản xuất cho doanh nghiệp, đặc biệt là các doanh nghiệp trong các lĩnh vực: vận tải, sản xuất phân bón, nhựa, khai thác tài nguyên, đánh bắt thủy sản, luyện kim, làm tăng giá hàng hóa
4.7 Phản ứng xung
4.7.1 Phản ứng của cầu tiền đối với cú sốc lạm phát
Nguồn tổng hợp từ phần mềm Eviews 8 dựa trên số liệu tác giả thu thập