Các biến trong mơ hình:

3. Thiết lập mơ hình SVAR:

3.2. Các biến trong mơ hình:

Việc thiết lập mơ hình SVAR trong bài nghiên cứu thể hiện sự thật là Việt Nam là một nền kinh tế nhỏ, độ mở tương đối, vì vậy các cú sốc bên ngồi có thể là một tác nhân quan trọng. Vấn đề quyết định là bao nhiêu biến sẽ được đưa vào mơ hình. Bài nghiên cứu sử dụng mơ hình cỡ nhỏ như Brischeto và Voss (1999) và Berkelmans (2005) bao gồm 2 biến đại diện cho khu vực bên ngoài, và 5 biến cho khu vực nội địa. Trong khi một mơ hình SVAR lớn hơn, chẳng hạn mơ hình 11 biến trong nghiên cứu Dungey và Pagan (2000), sẽ cho phép một sự tương tác tốt hơn, một mơ hình kỹ lưỡng hơn với nhiều bậc tự do hơn thì có vẻ dễ ước lượng và bền vững hơn. Tuy nhiên, một mơ hình với quá nhiều biến có thể dẫn đến một kết quả sai lệch do các hạn chế, tương quan giữa các biến này. Chính vì thế, vấn đề của người lập mơ hình là cần xây dựng một mơ hình với ít nhất số biến có thể nhưng vẫn thể hiện được đầy đủ những tác động quan trọng của chúng. Trong trường hợp Việt Nam, mơ hình SVAR bảy biến dường như là một sự thỏa hiệp tốt giữa những đánh đổi mà vẫn có thể phản ánh được những tác động quan trọng của kinh tế vĩ mô.

Vai trị của khu vực nước ngồi được phản ánh qua chỉ số giá hàng hóa thế giới thực (WCOMMO) và GDP Hoa Kỳ thực (USGDP). Khu vực trong nước: GDP thực Việt Nam (GDP), tỷ lệ lạm phát theo quý (INF), tín dụng

thực (CRED), lãi suất ngắn hạn 3 tháng VND (IRATE) và tỷ giá thực đa phương hiệu dụng (REER).

Giá hàng hóa thế giới được đưa vào vì nó chứa đựng thơng tin về chu kỳ kinh tế thế giới. Sự có mặt của biến giá hàng hóa được cho rằng sẽ giúp giải quyết “price puzzle” trong VARs. Giá hàng hóa thể hiện kỳ vọng của nhà làm chính sách về lạm phát tương lai, như là nhân tố chịu trách nhiệm cho sự xuất hiện của “price puzzle”. Các bài nghiên cứu VAR quốc tế đã phản ánh giá hàng hóa qua nhiều cách khác nhau. Suzuki (2004) đưa vào giá hàng hóa thế giới, trong khi Dungey và Pagan(2000) đưa biến tỷ lệ thương mại (term of trade) vào với vai trò tương tự. Tại Việt Nam, Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) sử dụng biến giá dầu, Nguyễn Thị Liên Hoa và Trần Đặng Dũng (2013) sử dụng biến giá dầu và giá gạo. Tuy nhiên, theo Phạm Thế Anh (2008) chính sách trợ giá xăng dầu trong giai đoạn nghiên cứu của tác giả từ 01/1994 đến tháng 06/2008 làm cho nền kinh tế Việt Nam trong ngắn hạn tương đối độc lập với cú sốc giá dầu thế giới.

Nhiều bài nghiên cứu thấy rằng chu kỳ kinh tế toàn cầu là một tác nhân quan trọng đến hoạt động kinh tế trong nước. GDP Hoa Kỳ được đưa vào mơ hình vì nó được xem như biến số đại diện cho nền kinh tế thế giới và đồng thời là đối tác thương mại lớn của Việt Nam. Trong khi GDP Hoa Kỳ thì được sử dụng trong các bài nghiên cứu VAR quốc tế gần đây để đại diện cho hoạt động nền kinh tế thế giới, như Dungey và Pagan (2000), Suzuki (2004), lãi suất liên bang Hoa Kỳ cũng được sử dụng (Brischetto và Voss 1999), Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013).

Việc xem GDP là biến đại diện của hoạt động trong nước được xem là chuẩn mực. Do khó khăn trong việc thu thập số liệu GDP theo tháng, quý, một vài bài nghiên cứu trước sử dụng biến sản lượng công nghiệp để thay thế.

Tuy nhiên việc sử dụng biến sản lượng cơng nghiệp có một số hạn chế nhất định, làm ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu.9

Vì vậy bài nghiên cứu sử dụng số liệu GDP thay vì sản lượng cơng nghiệp và đánh đổi bằng việc chỉ có thể sử dụng một cỡ mẫu nhỏ vì số liệu GDP theo q của Việt Nam khơng có sẵn trong thời gian dài.

Lạm phát được sử dụng, theo Dungey và Pagan (2000), Zaidi và Fisher (2010), thay cho mức giá như của Brischetto và Voss (1999). Khơng có biến danh nghĩa trong mơ hình nên sự thay đổi mức giá có vẻ là biến hợp lý hơn khi tương tác với các biến thực và lãi suất danh nghĩa.

Tín dụng nội địa là một trong các kênh mà chính sách tiền tệ có thể ảnh hưởng lên sản lượng. Đây cũng là một mục tiêu quan trọng của NHNN hàng năm theo chỉ đạo của chính phủ. Sự cần thiết đưa biến tín dụng vào mơ hình dựa trên kết luận theo nghiên cứu về vai trị của kênh tín dụng theo Le và Wade (2008) và Camen (2006). Camen (2006) đề xuất nên xem xét vai trị của kênh tín dụng bằng phương pháp SVAR.

Lãi suất được đưa vào mô hình như là cơng cụ dẫn đầu của chính sách tiền tệ. Bài nghiên cứu sử dụng biến lãi suất VND kỳ hạn 3 tháng theo nghiên cứu Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013).

Tỷ giá hối đoái thực được xem như thước đo quan trọng của điều kiện kinh tế. Sims (1992) đề nghị đưa vào biến tỷ giá có thể giúp giải quyết “price puzzle”. Le và Wade (2008) cũng sử dụng biến này, trong khi Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013), Nguyễn Thị Liên Hoa và Trần Đặng Dũng

9

Fung (2002) kiểm định mơ hình SVAR cho một số quốc gia châu Á. Sản lượng cơng nghiệp được sử dụng trong mơ hình tuy nhiên kết quả thì khơng nhất qn và khơng đóng góp vào việc giải thích các biến khác trong mơ hình.

(2013) sử dụng tỷ giá danh nghĩa đa phương, một số bài nghiên cứu khác sử dụng tỷ giá song phương USD/VND. Tỷ giá thực hiệu dụng được tính bằng một rổ tỷ giá của tốp 20 các nước có lượng giao dịch thương mại (cả nhập khẩu và xuất khẩu) lớn nhất với Việt Nam để thể hiện phản ánh mối quan hệ rộng hơn khi tương tác với các biến thực khác.

3.3. Thiết lập các ràng buộc cho mơ hình SVAR:

Các cú sốc cấu trúc có thể được xác định bằng cách thiết lập giới hạn lên các mối quan hệ đồng thời. Có ít mơ hình lý thuyết vĩ mơ hiện tại bao gồm tín dụng, và hầu như khơng cái nào chỉ rõ về thời gian của tác động cần thiết cho việc xác định trong SVAR. Vì vậy để quyết định những giới hạn xác định trong phần này tác giả sử dụng các lý thuyết kinh tế vĩ mô, các nghiên cứu thực nghiệm trước đây, kết hợp với việc phân tích điều kiện kinh tế – xã hội ở Việt Nam.

Giới hạn được thiết lập trên những mối liên hệ đồng thời giữa các biến được thể hiện qua phương trình như sau: Aut = Bԑt

Aut =

1 0 0 0 0 0 0

a21 1 0 0 0 0 0

a31 a32 1 a34 a35 0 0 a41 0 a43 1 0 0 0 a51 a52 a53 a54 1 a56 0 a61 0 0 0 a65 1 a67 a71 a72 a73 a74 a75 a76 1

uWCOMMO uUSGDP uGDP uINF uCRED uIRATE uREER b11 0 0 0 0 0 0 0 b22 0 0 0 0 0 0 0 b33 0 0 0 0 0 0 0 b44 0 0 0 0 0 0 0 b55 0 0 0 0 0 0 0 b66 0 ԑWCOMMO ԑUSGDP ԑGDP ԑINF ԑCRED ԑIRATE Bԑt =

Các hệ số khác 0 aij trong phương trình (1) cho biết biến j tác động đến biến i tức thời (ví dụ, a21 là tác động tức thời của giá hàng hoá lên GDP Hoa Kỳ). Hệ số trên đường chéo bằng 1, trong khi các dòng trống là phần của ma trận được thiết lập bằng 0. Những giả định trong phương trình (1) thì xác định mơ hình.

Sự dẫn truyền của các cú sốc quốc tế đến nền kinh tế trong nước có thể rất nhanh. Ví dụ, một sự gia tăng trong giá hàng hóa có thể dẫn đến sự gia tăng lập tức của giá trị xuất khẩu Việt Nam, và thu nhập nội địa. Vì vậy, ngồi hai ngoại lệ, nghiên cứu giả định rằng tất cả các biến nước ngoài đều ảnh hưởng đến biến trong nước nhanh chóng. Ngoại lệ đầu tiên cho rằng khơng có một sự tác động tức thời từ GDP Hoa Kỳ lên chính sách tiền tệ (lãi suất). Giả định này thể hiện độ trễ của thơng tin đối với các nhà làm chính sách và cũng được sử dụng trong mơ hình kinh tế mở SVAR của Kim và Roubini (2000). Ngoại lệ thứ hai cho rằng khơng có sự tác động tức thời của GDP Hoa Kỳ lên lạm phát, vì lạm phát trong nước là hệ quả của hoạt động kinh tế thế giới thông thường sẽ được truyền dẫn gián tiếp qua các hoạt động kinh tế nội địa.

Các biến nội địa được xem là không ảnh hưởng đến các biến quốc tế, phản ánh việc Việt Nam chỉ là một nền kinh tế khá nhỏ.

GDP thực của Việt Nam được giả định chịu tác động đồng thời của biến lạm phát và tín dụng. Sản lượng có thể phản ứng đồng thời với lạm phát vì thu nhập danh nghĩa, và chi tiêu thường được cố định trong ngắn hạn. Mặt khác, giả định này cịn được ủng hộ bởi mơ hình thơng tin khơng hồn hảo, người sản xuất đối mặt với vấn đề dấu hiệu suy giảm. Đồng thời, nhà sản xuất

chỉ quan sát được giá của chính họ, vì vậy khơng chắc chắn rằng một sự tăng giá phản ánh áp lực lạm phát hay sự gia tăng từ phía tổng cầu. Khi thấy giá tăng, họ gia tăng sản xuất, thậm chí là việc tăng giá đó chỉ thuần là lạm phát. Việc gia tăng trong sản xuất có thể xuất hiện khá nhanh. Sự phản ứng tức thời của sản lượng với tín dụng thì áp dụng theo Berkelmans (2005) phản ánh một sự lan truyền nhanh từ tín dụng đến tổng cầu. Cân nhắc đến chi phí của việc vay mượn, tín dụng sẽ được chi tiêu sớm nhất có thể khi nhận được khoản vay, làm gia tăng lập tức trong tổng cầu.

Mơ hình cũng cho phép khả năng phản ứng tức thời của lạm phát với sản lượng. Giả định này thì khá phổ biến trong các nghiên cứu quốc tế (Brischetto và Voss 1999; Dungey and Pagan 2000) và (Bernake và Blinder 1992) và trong nước Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013), Nguyễn Phi Lân (2010).

Tín dụng được giả định phản ứng với sản lượng, lạm phát và lãi suất ngay lập tức. Kỳ vọng vào hoạt động tương lai là nhân tố quyết định đến cầu tín dụng, đã được chỉ ra trong Blundell-Wignall và Gizycki (1992). Hoạt động của nền kinh tế hiện tại và lãi suất sẽ đem lại chỉ dẫn về điều kiện tương lai như thế nào. Tác động tức thời của tín dụng với lạm phát thì được giải thích rằng người đi vay và người đi vay tiềm năng sẽ phản ứng nhanh chóng với chi phí thực của tín dụng.10

Lãi suất được xem là chỉ phản ứng đồng thời với giá hàng hóa, tín dụng và tỷ giá. Điều này được giải thích bởi độ trễ thơng tin. Thông tin trực tiếp của các biến này thì có sẵn trong vịng một q khơng giống như các biến

10

trong nước khác. Tỷ giá được giả định phản ứng đồng thời với tất cả các biến, như thông thường trong các bài nghiên cứu SVAR.

Mặc dù sử dụng cùng số lượng biến như Brischetto và Voss (1999), bài nghiên cứu này sử dụng loạt các biến khác để nghiên cứu những tương tác vĩ mô quan trọng. Quan trọng nhất là bài này dùng biến tín dụng thay cho biến tổng cung tiền theo Berkelmans (2005), để hiểu hơn về tương tác giữa tín dụng với các biến vĩ mô khác. Các nghiên cứu trước đây ở Việt Nam cũng tìm thấy kênh tín dụng là một kênh quan trọng trong hệ thống truyền dẫn tiền tệ.

3.4. Dữ liệu và các kiểm định ban đầu:

3.4.1. Bảng tổng hợp dữ liệu:

Các biến đều được sử dụng ở dạng logarit cơ số tự nhiên e trừ biến lãi suất và tỷ lệ lạm phát. Dữ liệu được thu thập theo quý từ quý 4 năm 1998 đến quý 4 năm 2012. Chuỗi thời gian có tính mùa vụ sẽ được xử lí hiệu chỉnh yếu tố mùa vụ bằng bộ lọc Census X12 trước khi đưa vào mơ hình. 11

3.4.2. Kiểm định tính dừng:

Bài nghiên cứu sẽ tiến hành kiểm định tính dừng của các biến qua kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp Augmented Dickey-Fuller (ADF) test. Bảng (xem phần Phụ lục) trình bày kết quả kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey-Fuller (ADF) test về tính dừng của chuỗi các biến. Kết quả cho thấy biến giá hàng hóa thế giới (LWCOMMO), tỷ lệ lạm phát (INF) và lãi suất (IRATE) dừng ngay chuỗi gốc I(0). Với các biến không dừng ở bậc gốc, bài nghiên cứu sẽ tiến hành lấy sai phân để chuyển dữ liệu về chuỗi dừng

11

trước khi đưa vào mơ hình ước lượng. Kiểm định cho thấy sai phân của các biến còn lại là chuỗi dừng I(1).12

3.4.3. Lựa chọn độ trễ tối ưu:

Việc lựa chọn độ trễ tối ưu được xác định dựa trên chỉ tiêu Akaike Information Criterion (AIC), Schwarz Information Criterion (SC) và LR.

Nếu theo tiêu chuẩn AIC, SC và LR thì độ trễ được lựa chọn lần lượt là 4, 1 và 4. Độ trễ tối ưu là 4 còn được lựa chọn ở chỉ tiêu FPE.13

Do vậy bài nghiên cứu sẽ xây dựng mơ hình SVAR với độ trễ là 4.

Tuy nhiên đối với mơ hình SVAR thì các kiểm định này không đủ để đánh giá tác động của các cú sốc được lượng hóa. Chính vì thế trong bài này tác giả sử dụng phương pháp Portmanteau để kiểm định tính tự tương quan phần dư trong mô hình và đưa ra độ trễ tối ưu. Kết quả kiểm định Portmanteau đã cho thấy độ trễ của mơ hình SVAR nên là 4.14

Do vậy, bài nghiên cứu sẽ sử dụng độ trễ là 4 để ước lượng mơ hình.

3.4.4. Kiểm định tính ổn định của mơ hình

Tính ổn định của mơ hình VAR cơ sở được thiết lập với độ trễ tối ưu đã chọn là 4 cần được xác nhận lại trước khi sử dụng mơ hình để phân tích các bước kế tiếp. Điều này đặc biệt rất quan trọng nhất là đối với các kết quả thu được từ hàm phản ứng đẩy (IRF). Nếu mơ hình khơng đáp ứng được các điều kiện về tính ổn định thì các kết quả như sai số chuẩn và phản ứng xung không

12 Bảng 3.2, Phần phụ lục. 13 Bảng 3.3, Phần phụ lục. 14 Bảng 3.4, Phần phụ lục.

cịn đáng tin cậy. Một mơ hình có tính ổn định khi các thành phần nghiệm của ma trận hệ số có modulus<=1.15

4. Dự đốn và kết quả:

4.1. Phân tích hàm phản ứng xung (IRF)

4.1.1. Phản ứng của các biến trong nước trước cú sốc khu vực nước ngoài: ngoài:

a, Phản ứng của các biến trong nước trước cú sốc giá hàng hóa thế giới. -.004 -.002 .000 .002 .004 2 4 6 8 10 12 Response of DLGDP to LWCOMMO -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2 4 6 8 10 12

Response of INF to LWCOMMO

-1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2 4 6 8 10 12

Response of IRATE to LWCOMMO

Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.

Hình 4.1: Phản ứng của các biến trong nước trước cú sốc giá hàng hóa thế giới.

Trước cú sốc tăng giá hàng hóa thế giới, sản lượng trong nước cũng tăng theo, có thể hiểu rằng lúc này giá hàng hóa trong nước rẻ hơn một cách tương đối so với hàng hóa nước ngồi, tạo điều kiện cho việc xuất khẩu làm gia tăng sản lượng trong nước.

Tuy nhiên khi có cú sốc tăng lạm phát khu vực nước ngồi thì lạm phát trong nước cũng có xu hướng gia tăng. Giá hàng hóa thế giới ảnh hưởng lên

15

giá của nền kinh tế nội địa thông qua 2 kênh: trực tiếp như là một loại hàng hóa tiêu dùng cuối cùng và gián tiếp như một yếu tố đầu vào của quá trình sản xuất. Vì vậy khi có cú sốc tăng giá hàng hóa thế giới thì sẽ đẩy mặt bằng giá hàng trong nước tăng theo.

So với kết quả các bài nghiên cứu trước về lạm phát như Nguyễn Thị Liên Hoa và Trần Đặng Dũng (2013), Phạm Thế Anh (2008), Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010) khi sử dụng biến giá dầu, giá gạo làm đại diện cho giá hàng hóa thế giới thì lạm phát mặc dù có chịu ảnh hưởng trễ từ cú sốc biến giá dầu nhưng nguyên nhân chủ yếu không phải do các yếu tố giá từ khu vực nước ngoài. Theo các tác giả trên việc sử dụng giá dầu có một sự hạn chế đó là sự quản lý của chính phủ đối với hàng hóa đặc biệt này,