4. CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Kết quả ước lượng mơ hình cấu trúc theo phương pháp đa biến
Tương tự như mơ hình AR(p), mơ hình GMM cũng địi hỏi các chuỗi dữ liệu phải dừng. Kiểm định nghiệm đơn vị được sử dụng, áp dụng ADF test và PP test để kiểm định tính dừng của tất cả các biến ngồi trừ lỗ hổng sản lượng vì biến này được tính tốn nhờ kỹ thuật HP Filter thì đã là chuỗi dừng.
Bảng 4.8 – Bảng kết quả kiểm định tính dừng Biến Giá trị thống kê t trong Biến Giá trị thống kê t trong
kiểm định ADF
Giá trị thống kê t hiệu chỉnh trong kiểm định PP INF -3.940434** -2.598495* DLOGFOOD -6.343728*** -6.365505*** DLOGM2 -8.608160*** -8.708166*** DLOGOIL -7.184009*** -7.184009*** OUTPUTGAP -12.25847*** -12.28349***
(Ghi chú: ***, **, * tương ứng mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%)
Sau khi thực hiện kiểm định tính dừng, ngoại trừ biến lỗ hổng sản lượng và lạm phát tính từ chuỗi CPI thì các biến đều khơng dừng. Nghiên cứu được thực hiện tiếp với việc lấy log các chuỗi dữ liệu cho chuỗi được trơn hơn và sau đó thực hiện sai phân bậc I, sau đó kiểm định lại thì các chuỗi đã dừng.
Bảng 4.9 – Kết quả ước lượng mơ hình cấu trúc Dependent Variable: INF_IMF Dependent Variable: INF_IMF
Method: Generalized Method of Moments Date: 10/07/13 Time: 08:34
Sample (adjusted): 2004M08 2013M01 Included observations: 102 after adjustments Linear estimation & iterate weights
Estimation weighting matrix: HAC (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 5.0000)
Standard errors & covariance computed using estimation weighting matrix Convergence achieved after 462 weight iterations
Instrument specification: INF_IMF(-1) INF_IMF(-2) INF_IMF(-3) INF_IMF(-4) INF_IMF(-5) INF_IMF(-6) DLOGM2(-1) DLOGM2(-2) DLOGM2(-3) DLOGM2(-4) DLOGM2(-5) DLOGM2(-6) DLOGFOOD(-1) DLOGFOOD( -2) DLOGFOOD(-3) DLOGFOOD(-4) DLOGFOOD(-5) DLOGFOOD(-6) DLOGOIL(-1) DLOGOIL(-2) DLOGOIL(-3) DLOGOIL(-4) DLOGOIL(-5) DLOGOIL(-6) OUTPUTGAP(-1) OUTPUTGAP(-2) OUTPUTGAP(-3) OUTPUTGAP(-4) OUTPUTGAP(-5) OUTPUTGAP(-6)
Constant added to instrument list
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.472833 0.086027 -5.496338 0.0000 INF_IMF(-1) 0.424201 0.017403 24.37461 0.0000 INF_IMF(1) 0.603298 0.018584 32.46301 0.0000 DLOGM2 9.889177 2.701751 3.660285 0.0004 DLOGFOOD -4.018621 1.308791 -3.070484 0.0028 DLOGOIL -0.993964 0.590591 -1.682998 0.0957 OUTPUTGAP -0.045524 0.012033 -3.783070 0.0003 R-squared 0.991269 Mean dependent var 11.27912 Adjusted R-squared 0.990717 S.D. dependent var 6.368916 S.E. of regression 0.613623 Sum squared resid 35.77067 Durbin-Watson stat 2.459887 J-statistic 14.29963 Instrument rank 31 Prob(J-statistic) 0.939591
Với giá trị p-value của thống kê 𝐽 − 𝑠𝑡𝑎𝑡𝑖𝑠𝑡𝑖𝑐 của mơ hình GMM là 0.939591> 0.05, cho ta thấy rằng kiểm định 𝐽 − 𝑠𝑡𝑎𝑡𝑖𝑠𝑡𝑖𝑐 đã chấp nhận giả thuyết H0 là các biến công cụ đưa vào đều phù hợp với mơ hình. Tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê, và 𝑅2 = 0.991269 cho thấy mơ hình giải thích được 99.1269% sự thay đổi của lạm phát.
Để xác định tính hợp lý của mơ hình GMM, kiểm định 𝐶 − 𝑡𝑒𝑠𝑡 tiếp tục được tiến hành. Kết quả như sau:
Bảng 4.10 – Kiểm định 𝐶 − 𝑡𝑒𝑠𝑡 cho từng biến công cụ
Biến kiểm định 𝑪𝑻 p-value
C 0.009182 0.9237 INF_IMF(-1) 0.232616 0.6296 INF_IMF(-2) 0.251253 0.6162 INF_IMF(-3) 0.278874 0.5974 INF_IMF(-4) 0.397072 0.5286 INF_IMF(-5) 0.455246 0.4999 INF_IMF(-6) 0.439443 0.5074 DLOGM2(-1) 0.233129 0.6292 DLOGM2(-2) 0.271494 0.6023 DLOGM2(-3) 0.187178 0.6653 DLOGM2(-4) 0.092032 0.7616 DLOGM2(-5) 0.151945 0.6967 DLOGM2(-6) 0.200363 0.6544 DLOGFOOD(-1) 0.029309 0.8641 DLOGFOOD(-2) 0.034409 0.8528 DLOGFOOD(-3) 0.821396 0.3648 DLOGFOOD(-4) 0.010023 0.9203 DLOGFOOD(-5) 0.231062 0.6307 DLOGFOOD(-6) 0.270756 0.6028 DLOGOIL(-1) 0.001195 0.9724 DLOGOIL(-2) 0.328458 0.5666 DLOGOIL(-3) 0.065034 0.7987
DLOGOIL(-4) 0.084539 0.7712 DLOGOIL(-5) 0.085895 0.7695 DLOGOIL(-6) 0.024323 0.8761 OUTPUTGAP(-1) 0.026806 0.8699 OUTPUTGAP(-2) 1.790612 0.1809 OUTPUTGAP(-3) 0.038228 0.8450 OUTPUTGAP(-4) 0.017470 0.8948 OUTPUTGAP(-5) 0.118336 0.7308 OUTPUTGAP(-6) 0.015064 0.9023
Kết quả kiểm định cho thấy ta đều chấp nhận giả thiết 𝐻0, tức là các biến công cụ đưa vào mơ hình đều ngoại sinh hay là các biến công cụ này không tương quan với phần dư của mơ hình. Từ đó, người viết đi vào phân tích bảng kết quả 4.9.
Bảng kết quả cho thấy có sự tương quan dương giữa lạm phát với lạm phát trong quá khứ, kỳ vọng lạm phát tương lai, và cung tiền; còn chỉ số giá lương thực, giá dầu thô thế giới và lỗ hổng sản lượng thì có tương quan âm; trong đó, biến cung tiền và giá lương thực thế giới tác động nhiều nhất đến lạm phát. Kết quả này tương tự kết quả bài nghiên cứu của tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012), tuy chỉ có biến lỗ hổng sản lượng là ngược lại. Lý do có thể là khoảng thời gian nghiên cứu giữa bài này và bài nghiên cứu trước đó là khác nhau, và đặc điểm của lỗ hổng sản lượng thời kỳ này khác thời kỳ mà tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang nghiên cứu. Theo quan điểm của người viết, sự tương quan âm này thể hiện sự thích ứng của chính sách trong q trình kiềm chế lạm phát, lỗ hổng sản lượng mang dấu âm cho thấy sự giảm áp lực lên lạm phát từ phía cầu.
Đối với cung tiền, theo lý thuyết kinh tế học, cung tiền tăng làm tổng tiền mặt trong nền kinh tế tăng, dẫn đến nhu cầu tăng, lượng cầu vượt quá lượng cung dẫn đến giá cả hàng hóa tăng theo làm lạm phát tăng. Điều này cũng trở thành một gánh nặng cho các nhà hoạch định chính sách tiền tệ khi họ phải có những bước
đi cẩn trọng trong việc điều hành cung tiền và lãi suất nhằm kiểm sốt tình hình lạm phát của Việt Nam.
Cịn đối với chỉ số giá lương thực thế giới tăng thì ta thấy lương thực Việt Nam xuất khẩu sẽ tốt hơn do giá cả trong nước thấp hơn giá cả thế giới, làm cải thiện cán cân thương mại, cung tiền ngoại tệ tăng tương đối, cung tiền đồng Việt Nam giảm tương đối, dẫn đến đồng tiền Việt Nam tăng giá và giảm áp lực lạm phát. Tuy giá dầu thế giới có mức ảnh hưởng khơng lớn đến lạm phát nhưng nó cũng có những ảnh hưởng nhất định. Giá dầu tác động lên giá cả của nền kinh tế thông qua hai kênh: trực tiếp như một loại hàng hóa tiêu dùng cuối cùng và gián tiếp như một yếu tố đầu vào của quá trình sản xuất. Giá dầu thế giới tăng làm giá cả hàng hóa gia tăng dẫn đến lạm phát tăng. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu lại ngược lại. Nguyên nhân có thể là do, việc điều hành giá xăng dầu ở Việt Nam có sự kiểm sốt của Nhà nước, và biến động trong giá xăng dầu ở Việt Nam không tương đồng với biến động của giá xăng dầu trên thế giới, dẫn đến có sự xuất hiện tương quan âm này.
Với biến kỳ vọng lạm phát, như đã được trình bày, đó là biến được hình thành dựa trên lạm phát trong quá khứ và các biến cung tiền M2, lỗ hổng sản lượng, giá dầu, giá lương thực thế giới, cho nên nó thể hiện cả những yếu tố kỳ vọng của các biến cịn lại. Hệ số cho thấy có tương quan dương giữa kỳ vọng lạm phát với lạm phát hiện tại, qua đó thể hiện kỳ vọng của người dân đối với lạm phát là cùng chiều. Đây là một khó khăn khác đối với nhà hoạch địch chính sách, nếu khơng có một chính sách hợp lý, với tình hình lạm phát cao ở Việt Nam hiện nay, người dân sẽ luôn luôn trong suy nghĩ rằng giá ngày mai ln cao hơn giá ngày hơm nay; khi đó, việc áp dụng các chính sách kiềm chế lạm phát sẽ rất khó khăn.
Mơ hình cấu trúc chuỗi thời gian sau khi điều chỉnh những thay đổi trong giá trị dài hạn của lạm phát, mức dai dẳng lạm phát nội tại là thấp hơn nhiều so với mơ
hình đơn biến. Mức dai dẳng này được đại diện bởi hệ số của biến lạm phát trong quá khứ (0.424201). Ước lượng này dựa trên giả định rằng kỳ vọng lạm phát là hợp lý. Kết quả này có thể cho thấy, sau khi điều chỉnh các tác động dài hạn đối với lạm phát, thì nguồn gốc hình thành nên sự dai dẳng của lạm phát không phải có ngun nhân chính là do lạm phát trong quá khứ (yếu tố nội tại), mà đó là sự kết hợp của yếu tố nội tại, các yếu tố ngoại lai và kỳ vọng trong tương lai đối với lạm phát; trong đó, cung tiền có ảnh hưởng mạnh nhất đến sự dai dẳng lạm phát.