Biến số Thống kê t kiểm định ADF Thống kê t kiểm định PP
AIC SIC Bậc level biến oil và ex được lấy log (loil, lex) loi 1.23 0.98 -1.13 ir -0.40 -0.40 -0.35 g_ind -0.92 -1.34 -3.53* g_M2 -0.67 -1.0 -1.11 lex 2.77 2.77 2.95 g_cpi -0.97 -0.97 -1.32 Sai phân bậc 1 dloil -5.15* -8.39* -8.43* dir -5.71* -8.61* -8.63* dgind -5.2* -10.91* -75.94* dgM2 -2.61* -3.93* -8.59* dlex -10.95* -10.95* -10.96* dgcpi -2.64* -4.93* -3.76*
Lưu ý: * có ý nghĩa thống kê ở mức 1%
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Cả kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) và kiểm định Phillips Peron (PP) đều được sử dụng để có được kết luận chính xác. Độ trễ trong kiểm định ADF được lựa chọn dựa trên các chỉ tiêu AIC (Akaike Information
Criterion) và SIC (Schwarz Information Criterion). Kết quả kiểm định trình bày tại Bảng 4.1 cho thấy tất cả các biến đều có nghiệm đơn vị (khơng dừng) ở bậc level, tuy nhiên sai phân bậc nhất cho thấy các biến đều dừng
4.2 Xác định độ trễ tối ƣu
Để xác định độ trễ tối ưu tác giả sử dụng các kiểm định LR, FPE, AIC, SC và HQ. Kết quả cho thấy độ trễ tối ưu được lựa chọn cho mơ hình là 01 đối với kiểm định FPE, SC, AIC và HQ và là 06 đối với LR (xem bảng 4.2)
Bảng 4.2 Xác định độ trễ tối ƣu
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: DLOIL DIR DGIND DGM2 DLEX DGCPI Exogenous variables: C
Date: 09/16/13 Time: 14:34 Sample: 2001M12 2012M07 Included observations: 119
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -552.3895 NA 0.000480 9.384697 9.524821 9.441597 1 -447.7590 196.9515 0.000151* 8.231243* 9.212111* 8.629543* 2 -422.5715 44.87181 0.000182 8.412966 10.23458 9.152665 3 -388.1199 57.90189 0.000189 8.438990 11.10134 9.520087 4 -365.2612 36.11288 0.000241 8.659852 12.16295 10.08235 5 -322.7668 62.84878 0.000224 8.550703 12.89454 10.31460 6 -279.9128 59.05938* 0.000211 8.435509 13.62009 10.54080 7 -253.9909 33.11035 0.000270 8.604888 14.63021 11.05158 8 -221.3149 38.44226 0.000318 8.660755 15.52683 11.44885 * indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
Nguồn: Tính tốn của tác giả.
Ngoài ra kiểm định tự tương quan phần dư mơ hình VAR tại Bảng 4.3 với độ trễ bằng 01 khơng có hiện tượng tự tương quan phần dư
Bảng 4.3 Kiểm định tự tƣơng quan phần dƣ
VAR Residual Serial Correlation LM Tests
Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 09/16/13 Time: 14:29
Sample: 2001M12 2012M07 Included observations: 126
Lags LM-Stat Prob
1 43.04824 0.1951 2 57.50616 0.0129 Probs from chi-square with 36 df.
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Do vậy, luận văn sẽ sử dụng mơ hình VAR với độ trễ là 01.
4.4 Kết quả ƣớc lƣợng 4.4.1 Kết quả mơ hình VAR
Kết quả mơ hình VAR được trình bày tại Bảng 4.4. Từ kết quả mơ hình VAR cho thấy:
1. Kết quả mơ hình khẳng định lại kết quả nghiên cứu trước đó cho rằng trong ngắn hạn 01 tháng lạm phát q khứ đóng vai trị quan trọng trong việc quyết định lạm phát hiện tại. Tính trì trệ cao của lạm phát khơng phải là điều đáng ngạc nhiên do ký ức về siêu lạm phát trong những năm 1980 và 1990 và lạm phát gia tăng trở lại trong những năm 2008, 2010, 2011 vẫn còn sâu đậm.
2. Kết quả của nghiên cứu cho thấy tỷ giá có tác động mạnh và cùng chiều đến lạm phát trong 01 tháng, kết quả này phù hợp với kỳ vọng. Hay nói cách khác giữ ổn định tỷ giá góp phần ổn định lạm phát. Phát hiện này giống với nghiên cứu của (Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành, 2010) cho rằng phá giá có tác động làm tăng lạm phát. Trong khi những nghiên cứu trước đây cho thấy vai trị rất khiêm tốn và hầu như khơng có của tỷ giá. Có thể giải thích sự khác biệt này do các nghiên cứu trước đây chủ yếu nghiên
cứu trong các giai đoạn tỷ giá được giữ tương đối cứng nhắc trong khi đó giai đoạn gần đây việc điều hành chính sách tỷ giá của NHNN đã linh hoạt hơn.
Bảng 4.4 Kết quả mơ hình VAR
Vector Autoregression Estimates Date: 12/03/13 Time: 09:47
Sample (adjusted): 2002M02 2012M07 Included observations: 126 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
DLOIL DIR DGIND DGM2 DLEX DGCPI DLOIL(-1) 0.254*** 1.352* -2.757 0.174 0.000 2.726*** DIR(-1) 0.005 0.135 0.639 -0.054 0.000 -0.115 DGIND(-1) 0.000 -0.008 -0.467*** 0.042** 0.000 0.007 DGM2(-1) -0.003 -0.044 -0.078 0.341*** 0.000 -0.052 DLEX(-1) 0.748 7.806 -11.542 23.956 -0.037 16.239** DGCPI(-1) 0.003 0.139*** -0.280 0.094 0.000 0.801*** C 0.007 -0.034 -0.085 -0.154 0.003 -0.090 R-squared 0.085 0.163 0.220 0.159 0.006 0.683 Adj. R-squared 0.039 0.120 0.181 0.117 -0.044 0.667 Sum sq. resids 0.945 59.961 12,354.470 515.482 0.013 68.042 S.E. equation 0.089 0.710 10.189 2.081 0.011 0.756 F-statistic 1.844 3.851 5.591 3.762 0.113 42.808 Log likelihood 129.462 -132.003 -467.672 -267.542 397.332 -139.969 Akaike AIC -1.944 2.206 7.534 4.358 -6.196 2.333 Schwarz SC -1.786 2.364 7.692 4.515 -6.038 2.490 Mean dependent 0.013 0.022 -0.125 -0.143 0.003 0.032 S.D. dependent 0.091 0.757 11.256 2.215 0.010 1.311 Determinant resid covariance (dof adj.) 0.00
Determinant resid covariance 0.00 Log likelihood -464.97 Akaike information criterion 8.05 Schwarz criterion 8.99
(Ghi chú: *, **,*** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%)
3. Lãi suất cơ bản, tốc độ tăng trưởng sản lượng cơng nghiệp có hệ số phù hợp với kỳ vọng dấu, tuy nhiên hai biến này khơng có ý nghĩa thống kê. Cho thấy trong ngắn hạn 01 tháng cả 2 biến này không tác động đến lạm phát. 4. Kết quả cuối cùng cho thấy biến M2 khơng có ý nghĩa thống kê, cho
phát, kết quả này khẳng định lại kết quả những nghiên cứu trước đây về vai trò rất khiêm tốn và hầu như khơng có của tiền tệ.
4.4.2 Kết quả hàm phản ứng
Để xác định hệ số co giản (đo mức độ nhạy cảm) của lạm phát trong ngắn hạn và trung hạn đối với các biến trong mơ hình tác giả tiến hành khảo sát hàm phản ứng. Tác giả lựa chọn khoản thời gian là 24 tháng và sử dụng phương pháp phân rã Choleski. Hàm phản ứng của của lạm phát trong ngắn hạn và trung hạn đối với với các cú sốc từ các biến trong mơ hình được trình bày tại Hình 4.1. Hệ số co giản được trình bày tại Bảng 4.5. Trong đó các giá trị tơ đậm thể hiện các hệ số có ý nghĩa thống kê. Kết quả cho thấy:
1. Các cú sốc làm tăng tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp và lãi suất cơ bản khơng có ý nghĩa thống kê cho thấy nhân tố này không phải là nguyên nhân gây nên lạm phát trong ngắn hạn và trung hạn.
2. Hệ số co giản của lạm phát đối với các cú sốc làm tăng giá dầu thế giới có ý nghĩa thống kê sau 02 tháng và còn kéo dài đến tháng thứ 9, hệ số tác động khá lớn (và lớn nhất trong 4 tháng đầu) cho thấy mức chuyển của giá hàng hố nước ngồi vào mức giá trong nước trong ngắn hạn là đáng kể.
3. Hệ số co giản của lạm phát đối với các cú sốc làm tăng tốc độ tăng cung tiền M2 có ý nghĩa thống kê với độ trễ 01 tháng. Điều này cho thấy cú sốc tăng cung tiền có tác động làm tăng đáng kể lạm phát hiện tại sau 01 tháng, tuy nhiên ảnh hưởng của cung tiền M2 đến lạm phát chỉ có tác động sau 01 tháng mà khơng kéo dài như các biến khác.
4. Hệ số co giản của lạm phát đối với các cú sốc làm tăng tỷ giá có ý nghĩa thống kê với độ trễ 2 tháng hệ số tác động khá lớn cho thấy mức chuyển của tỷ giá vào lạm phát là khá lớn, tuy nhiên ảnh hưởng của tỷ giá đến lạm phát chỉ có tác động sau 2 tháng là chấm dứt mà không kéo dài như các biến khác.
5. Hệ số co giản của lạm phát đối với các cú sốc lạm phát quá khứ có ý nghĩa thống kê làm tăng mạnh lạm phát hiện tại với độ trễ kéo dài đến 9 tháng.
Bảng 4.5 Hệ số co giản của lạm phát đối với các cú sốc của các biến
Period DLOIL DIR DGIND DGM2 DLEX DGCPI 1 0.09 0.08 0.03 0.25 -0.02 0.68 2 0.28 -0.02 0.09 0.08 0.15 0.55 3 0.26 -0.01 0.02 0.03 0.11 0.43 4 0.22 -0.01 0.03 0.01 0.09 0.34 5 0.18 -0.01 0.02 0.00 0.07 0.27 6 0.14 -0.01 0.02 0.00 0.05 0.22 7 0.11 0.00 0.01 0.00 0.04 0.17 8 0.09 0.00 0.01 0.00 0.03 0.14 9 0.07 0.00 0.01 0.00 0.03 0.11 10 0.06 0.00 0.01 0.00 0.02 0.09 11 0.04 0.00 0.00 0.00 0.02 0.07 12 0.04 0.00 0.00 0.00 0.01 0.05 13 0.03 0.00 0.00 0.00 0.01 0.04 14 0.02 0.00 0.00 0.00 0.01 0.03 15 0.02 0.00 0.00 0.00 0.01 0.03 16 0.01 0.00 0.00 0.00 0.01 0.02 17 0.01 0.00 0.00 0.00 0.00 0.02 18 0.01 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 19 0.01 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 20 0.01 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 21 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 22 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 23 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 24 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 Cholesky Ordering: DLOIL DIR DGIND DGM2 DLEX DGCPI
Standard Errors: Analytic
Trong đó: Các hệ số bơi đậm có ý nghĩa thống kê.
-.2 .0 .2 .4 .6 .8 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DGCPI to DLOIL
-.2 .0 .2 .4 .6 .8 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DGCPI to DIR
-.2 .0 .2 .4 .6 .8 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DGCPI to DGIND
-.2 .0 .2 .4 .6 .8 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 Response of DGCPI to DGM2 -.2 .0 .2 .4 .6 .8 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DGCPI to DLEX
-.2 .0 .2 .4 .6 .8 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Response of DGCPI to DGCPI
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Hình 4.1 Hàm phản ứng của gcpi đối với cú sốc các biến trong mơ hình
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
4.4.3 Kết quả phân rã phƣơng sai
Để phân biệt tác động của các giá trị trong quá khứ của mỗi biến với tác động của các biến khác đến biến động của từng biến, tác giả tiến hành
phân rã phương sai theo phương pháp Recursive Choleski của Sim (từ kết quả ước lượng mơ hình VAR).
Bảng 4.6 Kết quả phân rã phƣơng sai biến DGCPI
Period S.E. DLOIL DIR DGIND DGM2 DLEX DGCPI
1 0.09 1.38 1.28 0.13 11.26 0.10 85.86 2 0.09 9.20 0.76 0.88 7.09 2.37 79.70 3 0.09 12.74 0.61 0.73 5.59 2.86 77.47 4 0.09 14.61 0.54 0.71 4.89 3.06 76.18 5 0.09 15.59 0.51 0.68 4.54 3.15 75.53 6 0.09 16.16 0.49 0.67 4.33 3.20 75.14 7 0.09 16.49 0.48 0.66 4.22 3.23 74.92 8 0.09 16.70 0.47 0.65 4.15 3.25 74.79 9 0.09 16.82 0.47 0.65 4.10 3.26 74.70 10 0.09 16.90 0.46 0.65 4.08 3.27 74.65 11 0.09 16.94 0.46 0.64 4.06 3.27 74.62 12 0.09 16.97 0.46 0.64 4.05 3.27 74.60
Cholesky Ordering: DLOIL DIR DGIND DGM2 DLEX DGCPI
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Kết quả phân rã phương sai các biến (được trình bày tại Phụ lục 3) cho thấy trong ngắn hạn (03 tháng) các giá trị quá khứ chiếm từ 77% đến 99% biến động của các biến. Trong đó tác động của các giá trị quá khứ của biến tỷ giá là cao nhất (99%), thấp nhất là lạm phát (77%).
Khi xét riêng trường hợp của lạm phát tại Bảng 4.6, trong thời gian 3 tháng các cú sốc trong quá khứ của hầu hết các biến (trừ lạm phát chiếm 77,47%) có vai trị rất nhỏ đối với lạm phát hiện tại trong ngắn hạn. Sốc của giá dầu chiếm 12,74% (cao nhất so với các biến khác) dao động trong lạm phát, kế đến là cung tiền (5,59%), tỷ giá (2,86%), tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp (0,73%) và cuối cùng là lãi suất cơ bản (0,61%).
Tác động của sốc lãi suất cơ bản và tốc độ tăng trưởng sản lượng cơng nghiệp ít có tác động đến lạm phát trong thời gian 3 tháng và cả thời gian dài
hơn tới 24 tháng, điều này cho thấy lãi suất cơ bản khơng có hiệu quả cao trong việc kiềm chế lạm phát. Trong khi đó tác động của giá dầu và tỷ giá gia tăng mức độ tác động đến lạm phát theo thời gian, cịn biến cung tiền thì giảm dần mức độ tác động đến lạm phát theo thời gian.
4.5 Kiểm định phần dƣ mơ hình VAR
Tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test ADF - Augmented Dickey-Fuller) để kiểm định phần dư của mơ hình VAR. Kết quả phần dư của tất cả các biến đều dừng. Điều này chứng tỏ mơ hình VAR được xây dựng là phù hợp với chuỗi dữ liệu và các biến được lựa chọn. (xem Bảng 4.7)
Bảng 4.7 Kết quả kiểm định phần dƣ mơ hình VAR
Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process)
Series: RESID01, RESID02, RESID03, RESID04, RESID05, RESID06 Date: 09/16/13 Time: 18:13
Sample: 2001M12 2012M07 Exogenous variables: None
Automatic selection of maximum lags
Automatic selection of lags based on SIC: 0 to 4 Total number of observations: 745
Cross-sections included: 6
Method Statistic Prob.**
ADF - Fisher Chi-square 1330.97 0.0000
ADF - Choi Z-stat -33.9337 0.0000
** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality. Intermediate ADF test results UNTITLED
Series Prob. Lag Max Lag Obs
RESID01 0.0000 0 12 125 RESID02 0.0000 0 12 125 RESID03 0.0000 1 12 124 RESID04 0.0000 0 12 125 RESID05 0.0000 0 12 125 RESID06 0.0009 4 12 121
PHẦN 5. KẾT LUẬN 5.1. Kết quả nghiên cứu chính
Luận văn tập trung khảo sát các nhân tố tác động đến lạm phát Việt Nam đã giúp tác giả hình thành một danh sách các nhân tố vĩ mơ tiềm năng có thể quyết định sự biến động của lạm phát. Những kết quả nổi bậc của nghiên cứu bao gồm:
+ Khẳng định lại kết quả nghiên cứu trước đây cho rằng trong ngắn hạn lạm phát quá khứ đóng vai trị quan trọng đến lạm phát hiện tại, đóng góp từ 74% đến 85% sự biến động của lạm phát hiện tại.
+ Mức chuyển của giá dầu thế giới vào mức giá trong nước trong ngắn hạn là đáng kể (đóng góp 14.61% biến động của lạm phát hiện tại sau 4 tháng)
+ Tăng cung tiền có tác động làm đáng kể đến lạm phát hiện tại sau 01 tháng (đóng góp 11.26% biến động lạm phát hiện tại) và ảnh hưởng của cung tiền M2 đến lạm phát không kéo dài như các biến khác.
+ Mức chuyển của tỷ giá vào lạm phát là khá lớn. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu gần đây của Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010) và Bhattacharya (2013).
+ Tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp và lãi suất cơ bản khơng có ý nghĩa thống kê cho thấy 2 nhân tố này không phải là nguyên nhân gây nên lạm phát trong ngắn hạn và trung hạn.
5.2 Thảo luận chính sách
Từ kết quả nghiên cứu thực nghiệm, tác giả gợi ý việc điều hành chính sách như sau:
Thứ nhất, kết quả ước lượng cho thấy lạm phát của 9 tháng trước có ảnh hưởng lớn đến lạm phát hiện tại. Điều này hàm ý sự gia tăng lạm phát ở Việt Nam thường kéo dài liên tiếp gần 01 năm có thể do một số nguyên nhân
như: Sự phản ứng chậm trễ của các chính sách kiềm chế lạm phát, tính chất “dai dẳng” của hành vi tăng giá, kì vọng thích nghi về lạm phát (tức là, nếu lạm phát trong thời kì trước ở mức cao, cơng chúng sẽ kì vọng mức lạm phát cao trong tương lai và gây ra lạm phát. Điều này hàm ý rằng uy tín hay độ tin cậy của chính phủ trong việc cam kết chống lạm phát một cách nghiêm túc, và do đó là cam kết xây dựng một môi trường vĩ mô ổn định trong điều hành và thực thi chính sách lạm phát mục tiêu, gợi ý rằng Chính phủ nên có những cam kết mạnh mẽ trong việc chống lạm phát không chỉ khi lạm phát đang cao, mà còn phải có những cam kết duy trì lạm phát thấp ngay cả khi lạm phát đang khá thấp và ổn định. Tuy nhiên, thực tế cho thấy để thực hiện được cam kết này thường rất khó vì Chính phủ thường có khuynh hướng ưu tiên tăng trưởng kinh tế nhiều hơn, và coi nhẹ việc giữ ổn định môi trường vĩ mô.
Thứ hai, lãi suất cơ bản khơng có ý nghĩa thống kê tác động đến lạm phát trong ngắn hạn và trung hạn. Cho thấy hiệu quả của công cụ lãi suất cơ