Level Sai phân bậc 1 T-Statistic P-value T-Statistic P-value
IIP 1.581966 0.9994 -10.19225 0.0000 LREVENUE -1.159433 0.6890 -11.15108 0.0001 LSPENDING -1.600661 0.4782 -10.01062 0.0000 IR -2.073706 0.2557 -4.948278 0.0001 M2 -1.100801 0.7130 -7.611392 0.0000 CPI -1.379296 0.5893 -4.261335 0.0009
(Nguồn: kết quả phân tích dữ liệu tác giả)
Kết quả kiểm định ở bảng 4.3 cho thấy các dữ liệu ban đầu đều không dừng,sau khi lấy sai phân bậc 1 thì tất cả các biến đều dừng với mức ý nghĩa 1%. Do đó, bài nghiên cứu sẽ sử dụng sai phân bậc 1 của các biến để ƣớc lƣợng tác động của CSTK, CSTT lên các biến số vĩ mô.
4.5.3. Lựa chọn độ trễ tối ưu
Việc lựa chọn độ trễ tối ƣu cho mơ hình sẽ đƣợc thực hiện bằng cách kiểm định mơ hình VAR của các biến từ đó sử dụng các tiêu chuẩn thơng tin Akaike (AIC), tiêu chuẩn thông tin Schwarz (SC) và tiêu chuẩn thông tin Hannan-Quinn (HQ),... để lựa chọn độ trễ tối ƣu, do dữ liệu theo tháng nên sẽ sử dụng độ trễ tối đa là 12.
Bảng 4.4: Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mơ hình với cung tiền M2 đại diện cho CSTT
Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -172.892 NA 5.00E-05 4.286556 4.432269 4.345095
1 -81.99 168.6618 1.02E-05 2.698553 3.572833* 3.04979
2 -36.1843 79.47003 6.24E-06 2.197213 3.800059 2.841146*
4 -2.54149 18.06011 9.71E-06 2.591361 5.65134 3.820689 5 46.1652 66.89835 5.78e-06* 2.020116 5.808661 3.542141 6 65.14317 23.77962 7.25E-06 2.165225 6.682337 3.979948 7 95.35731 34.21842 7.19E-06 2.039583 7.285261 4.147003 8 121.3847 26.34094 8.28E-06 2.014827 7.989072 4.414944 9 151.0461 26.44514 9.31E-06 1.902504 8.605315 4.595318 10 178.091 20.8539 1.21E-05 1.853229 9.284607 4.83874 11 237.1439 38.41999* 8.21E-06 1.032676 9.19262 4.310885 12 285.7305 25.75673 8.46E-06 0.464325* 9.352836 4.035231
* Bước trễ tối ưu lựa chọn bởi mỗi tiêu chuẩn
(Nguồn: tính tốn của tác giả) Bảng 4.4 cho thấy kết quả lựa chọn độ trễ tối ƣu không đồng nhất giữa các tiêu chuẩn thông tin với các độ trễ tối ƣu đƣợc lựa chọn là 1, 2, 5, 11, 12. Do đó, tác giả thực hiện kiểm định tính ổn định của mơ hình theo từng độ trễ.
Để kiểm định tính ổn định theo từng độ trễ tác giả sử dụng hai kiểm định đối với phần dƣ mơ hình là kiểm định vòng tròn đơn vị (Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial) kết hợp kiểm định tự tƣơng quan LM (kiểm định Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test). Với kết quả kiểm định vòng tròn đơn vị, khi độ trễ càng lớn thì nghiệm đơn vị dần vƣợt qua +/-1. Do đó, để chọn độ trễ tối ƣu tác giả sử dụng kiểm định tự tƣơng quan LM tạicác độ trễ đƣợc các tiêu chuẩn thông tin lựa chọn bắt đầu với độ trễ là 1 và tăng dần độ trễ đến khi phần dƣ mơ hình khơng cịn hiện tƣợng tự tƣơng quan. Kết quả cho thấy tại độ trễ là 2 thì mơ hình khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan. Do đó, bài nghiên cứu sử dụng độ trễ là 2 cho mơ hình với M2 là đại diện chính sách tiền tệ.
Trong khi đó, độ trễ tối ƣu trong trƣờng hợp kiểm định mơ hình với biến M2 là đại diện cho CSTT cho ra kết quả khác, cụ thể:
Bảng 4.5: Lựa chọn độ trễ tối ưu trong mơ hình với lãi suất cho vay đại diện cho CSTT
Độ trễ LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -480.4856 NA 0.082833 11.69845 11.84416 11.75699 1 -387.9891 171.6199 0.016308 10.07203 10.94631* 10.42326 2 -333.7841 94.04257 0.008121* 9.36829 10.97114 10.01222* 3 -310.2419 38.00777 0.008552 9.40342 11.73483 10.34005 4 -296.2941 20.83774 0.011522 9.669737 12.72972 10.89907 5 -262.9149 45.84609* 0.009926 9.467829 13.25637 10.98985 6 -238.8378 30.1689 0.011004 9.490068 14.00718 11.30479 7 -206.0832 37.09558 0.010269 9.30321 14.54889 11.41063 8 -185.4686 20.86299 0.013471 9.408881 15.38313 11.809 9 -165.0796 18.17811 0.018928 9.519991 16.2228 12.21281 10 -131.6483 25.77835 0.021139 9.316827 16.7482 12.30234 11 -96.83165 22.65181 0.025658 9.080281 17.24022 12.35849 12 -25.86356 37.62164 0.015417 7.972616* 16.86113 11.54352
* Bước trễ tối ưu lựa chọn bởi mỗi tiêu chuẩn
(Nguồn: tính tốn của tác giả) Bảng 4.5 cho thấy kết quả lựa chọn độ trễ tối ƣu không đồng nhất giữa các tiêu chuẩn thông tin với các độ trễ tối ƣu đƣợc lựa chọn là 1, 2, 5, 12. Do đó, tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định tính ổn định của mơ hình bằng vịng trịn đơn vị và tự tƣơng quan LM theo từng độ trễ. Kết quả cho thấy tại độ trễ là 5thì mơ hình khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan. Do đó, bài nghiên cứu sử dụng độ trễ là 5 cho mơ hình với biến lãi suất cho vay đại diện cho CSTT.
4.6. Kết quả kiểm định giả thuyết
4.6.1. Kết quả ước lượng ma trận A0, ma trận B
Sau khi khai báo mơ hình ma trận A0 và ma trận B, kết quả nhƣ sau:
Bảng 4.6 Kết quả ước lượng ma trận A0, ma trận B với cung tiền M2 là đại diện của CSTT
Ma trận A0 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 a21 0.013022* 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 a31 0.006838 a32 -0.741659* 1.000000 0.000000 0.000000 a41 0.0000442 a42 0.015862* a43 -0.005612 1.000000 0.000000 a51 0.021504** a52 -0.151990 a53 0.398813 a54 12.01564** 1.000000 Ma trận B 5.808320* 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.262488* 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.231332* 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.010890* 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.575570*
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Mức ý nghĩa thống kê: *: 1%, **: 5%, ***: 10%
Kết quả tại bảng 4.6 với ma trận A0, hệ số a21, a32, a42, có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%, trong khi hệ số a51, a54 có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Hệ sốa32 cho thấy thu ngân sách tác động cùng chiều đến biến động chi ngân
sách tuy nhiên hệ số a54 dƣơng cho thấy chính sách tiền tệ với đại diện là cung tiền tác động nghịch chiều đến chỉ số giá tiêu dùng.
Khi kiểm định mơ hình với lãi suất cho vay là đại diện của CSTT thì kết quả tại bảng 4.7 cho thấy ma trận A0 có hệ số a32, a54, có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%, trong khi hệ số a51 có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5%. Hệ số a32 cho kết quả tƣơng tự với mơ hình cung tiền là đại diện của CSTT tuy nhiên hệ số a54mơ hình âm cho thấylãi suất cho vay tác động cùng chiều đến chỉ số giá tiêu dùng,đây là khác điểm khác biệt giữa hai mơ hình.
Bảng 4.7 Kết quả ước lượng ma trận A0, ma trận B với lãi suất cho vay là đại diện của CSTT
Ma trận A0 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 a21 0.005098 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 a31 0.001545 a32 -0.786939* 1.000000 0.000000 0.000000 a41 0.011782 a42 -0.142659 a43 0.017768 1.000000 0.000000 a51 0.024837** a52 -0.154283 a53 0.194806 a54 -0.406055* 1.000000 Ma trận B 5.123125* 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.244440* 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.190635* 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.589831* 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.564860*
Mức ý nghĩa thống kê: *: 1%, **: 5%, ***: 10%
4.6.2. Hàm phản ứng xung
Trong phần này, bài nghiên cứu tiến hành phân tích phản ứng xung nhằm xác định ảnh hƣởng các cú sốc CSTT đến các biến số vĩ mô.
Kiểm định tác động của CSTK đến biến số vĩ mô khi cung tiền là đại diện CSTT
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Hình 4.1 Hàm phản ứng xung của các biến số vĩ mô trước cú sốc thu ngân sách khi cung tiền là đại diện CSTT
Kết quả hình 4.1 cho thấy khi thực hành CSTK thắt chặt bằng cách tăng thu ngân sách thì khi thu ngân sách tăng 1 độ lệch chuẩn,sản lƣợng chƣa biến động ngay trong tháng đầu tiên, tuy nhiên từ tháng thứ hai thì sản lƣợng liên tụcbị tác động đảo chiều theo từng tháng tiếp theo với tốc độ và biên độ khác nhau trƣớc khi chấm dứt ở tháng thứ 7. Nhƣ vậy, sử dụng cơng cụ thu ngân sách khơng có tác động rõ ràng đến sản lƣợng nền kinh tế.
Trong khi đó, với CSTK thắt chặt, chỉ số giá nền kinh tế có xu hƣớng tăng từ tháng thứ hai với biên độ thay đổi trƣớc khi chấm dứt vào tháng thứ 7. Điều này chƣa phù hợp với các lý thuyết kinh tế, nguyên nhân có thể do nguồn thu tại Việt Nam phụ thuộc nhiều vào thuế, phí, lệ phí do đó để tăng thu ngân sách buộc phải tăng các loại thuế, phí, lệ phí sẽ dẫn đến giá cả sản phẩm tăng theo khiến chỉ số giá tiêu dùng tăng, cho thấy sử dụng chính sách tăng thu để kiềm chế lạm phát trong trƣờng hợp này sẽ khơng đạt hiệu quả cao.
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Hình 4.2 Hàm phản ứng xung của các biến số vĩ mô trước cú sốc chi ngân sách khi cung tiền là đại diện CSTT
Với CSTK mở rộng bằng cách tăng chi ngân sách thì chỉ số sản xuất công nghiệpcũng cho thấy tác động không rõ ràng khi liên tục đảo chiều tác động qua từng tháng, trong khi đó, chi ngân sách tăng lại khiến chỉ số giá tiêu dùng bị tác động giảm trong 5 tháng tiếp theo. Nhƣ vậy, sử dụng chính sách tài khóa mở rộng thơng qua tăng chi ngân sách chƣa là nguyên nhân khiến chỉ số giá tiêu dùng tăng.
Kiểm định tác động của CSTK đến biến số vĩ mô khi lãi suất cho vay là đại diện CSTT
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Hình 4.3 Hàm phản ứng xung của các biến số vĩ mô trước cú sốc thu ngân sách khi lãi suất cho vay là đại diện CSTT
Kết quả hình 4.3 cho thấy,đối với nền kinh tế, khi áp dụng chính sách tài khố thu hẹp bằng cách tăng thu ngân sách thì khi thu ngân sách tăng 1 độ lệch chuẩn, sản lƣợng chƣa biến động ngay trong tháng đầu tiên, tuy nhiên từ tháng
thứ hai thì sản lƣợng liên tục bị tác động tăng giảm đảo chiều theo từng tháng tiếp theo với tốc độ và biên độ không đồng nhất, cho thấysử dụng công cụ thu ngân sách khơng có tác động rõ ràng đến sản lƣợng nền kinh tế.
Trong khi đó,chỉ số giá nền kinh tế có xu hƣớng tăng từ tháng thứ hai với mức độ thay đổi trƣớc khi chấm dứt vào tháng thứ tám. Nhƣ vậy, tại Việt Nam khi thực hiện chính sách tài khố thu hẹp bằng việc tăng thu ngân sách thì lạm phát có xu hƣớng tăng, nguyên nhân có thể do nguồn thu tại Việt Nam chủ yếu phụ thuộc vào thuế, phí, lệ phí do đó để tăng thu ngân sách buộc phải tăng các loại thuế, phí, lệ phí sẽ dẫn đến giá cả sản phẩm tăng theo khiến chỉ số giá tiêu dùng tăng, cho thấy sử dụng chính sách tài khố thắt chặt để kiềm chế lạm phát tại Việt Nam sẽ khơng đạt hiệu quả cao.
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Hình 4.4 Hàm phản ứng xung của các biến số vĩ mô trước cú sốc chi ngân sáchkhi lãi suất cho vay là đại diện CSTT
Trƣờng hợp sử dụng chính sách mở rộng tài khố bằng cách tăng chi ngân sách thì cả chỉ số sản xuất cơng nghiệp khơng bị tác động ngay mà bắt đầu giảm khi bƣớc qua tháng thứ hai và đảo chiều tác động theo từng tháng đến tháng thứ 4 thì chấm dứt, cho thấy một lần nữa CSTK có tác động khơng rõ ràng của việc áp dụng công cụ chi ngân sách nhằm thay đổi sản lƣợng nền kinh tế.
Trong khi đó đối với chỉ số tiêu dùng, chính sách tài khố mở rộng thơng qua cơng cụ chi ngân sách khiến chỉ số giá tiêu dùng giảm nhẹ trong tháng đầu tiên nhƣng lập tức đảo chiều, khiến chỉ số giá tiêu dùng tăng và chấm dứt tác động từ tháng thứ 8.
Kiểm định tác động của CSTT đến biến số vĩ mô khi cung tiền là đại diện CSTT
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Hình 4.5Hàm phản ứng xung của các biến số vĩ mô trước cú sốc cung tiền khi cung tiền là đại diện CSTT
Hình 4.5 thể hiện kết quả tác động của cú sốc chính sách tiền tệ đến các biến số vĩ mô khi thực hiện CSTT mở rộng bằng cách tăng cung tiền. Khi tăng cung tiền thì khơng ảnh hƣởng ngay đến chỉ số sản xuất công nghiệp mà tác động giảm trong tháng thứ hai nhƣng lại tác động liên tục đảo chiều trong các tháng tiếp theo và chấm dứt từ tháng thứ 7 cho thấy CSTT trong trƣờng hợp này khơng có tác động rõ ràng đến chỉ số sản xuất công nghiệp.
Đối với chỉ số giá tiêu dùng, chính sách cung tiền mở rộng khiến chỉ số này giảm ngay trong tháng thứ nhất với biên độ giảm dần và chấm dứt tác động hoàn toàn ở tháng thứ 10. Mối quan hệ này dƣờng nhƣ không phù hợp với các lý thuyết kinh tế. Tuy nhiên, điều này có thể do cơ cấu rổ hàng hố dùng và phƣơng pháp tính Chỉ số giá tiêu dùng tại Việt Nam chƣa hợp lý.
Kiểm định tác động của CSTT đến biến số vĩ mô khi lãi suất cho vay là đại diện CSTT
Khi lãi suất cho vay là đại diện CSTT thì kết quảcho thấy khi lãi suấttăng thì khơng chƣa có tác động rõ ràng đến tăng trƣởng kinh tế khi có tác động liên tục đảo chiều trong các tháng tiếp theo.
Trong khi đó, đối với chỉ số giá tiêu dùng, việc tăng lãi suất khiến chỉ số này tăng ngay trong tháng thứ nhất và kéo dài tới tháng thứ 9 với biên độ giảm
dần và chấm dứt tác động hoàn toàn ở tháng thứ 10. Mối quan hệ này phù hợp với các lý thuyết kinh tế khi CSTT có quan hệ chặt chẽ với lạm phát nền kinh tế.
(Nguồn: Tính tốn của tác giả)
Hình 4.6 Hàm phản ứng xung của các biến số vĩ mô trước cú sốc lãi suất khi lãi suất cho vay là đại diện CSTT
4.6.3. Phân rã phương sai
Sử dụng kỹ thuật phân rã phƣơng sai nhằm mục đích dự báo vai trò của các cú sốc đối với biến quan sát, hay nói cách khác là xác định mức độ tác động của cú sốc đến biến nghiên cứu.
Trường hợp cung tiền đại diện cho CSTT
Bảng 4.8 Bảng phân rã phương sai của chỉ số sản xuất công nghiệp
Thời gian S.E. DIIP DREVENUE DSPENDING DM2 DCPI
1 5.80832 100 0 0 0 0 2 8.075058 91.71432 0.664654 4.74029 1.958095 0.92264 3 8.87008 81.31071 2.553103 8.814649 5.469564 1.851975 4 9.14348 76.7623 5.448611 8.576568 6.308267 2.904252 5 9.343656 75.07422 7.059378 8.788732 6.158035 2.919636 6 9.430488 74.56633 7.225468 9.275032 6.064818 2.868354 7 9.444677 74.45236 7.310028 9.266085 6.07394 2.897583 8 9.472432 74.0167 7.751713 9.283902 6.05959 2.888091 9 9.489379 73.76821 8.019171 9.284914 6.044045 2.883656 10 9.491314 73.7522 8.03356 9.286601 6.04485 2.882789 11 9.493855 73.7228 8.050281 9.302431 6.041615 2.882876 12 9.495769 73.69597 8.082483 9.299735 6.040079 2.881731
Kết quả trong bảng 4.8 cho thấybiến độngcủa sản lƣợng đƣợc giải thích do cú sốc riêng của mình trong tồn bộ thời gian dự báo dù kết quả có giảm dần trong các kỳ sau. Kết quả này tƣơng tự kết quả trong mơ hình phản ứng xung của sản lƣợng với các cú sốc CSTK, CSTT.
Cú sốc thu ngân sách giải thích sự biến động chỉ gần 0.7% của sản lƣợng trong tháng thứ 2, tăng dần trong các tháng tiếp theo và đạt gần 8.1% trong tháng thứ 12. Kết quả này tƣơng tự kết quả hàm phản ứng xung của cú sốc thu ngân sách lên sản lƣợng, không tác động ngay trong tháng đầu tiên, nhƣng tác động tích cực đến sản lƣợng từ tháng thứ hai. Tƣơng tự nhƣ thu ngân sách, chi ngân sách giải thích 4.7% trong tháng thứ 2 và tăng dần đến 9.3% trong tháng 12.
VớiCSTT, cú sốc cung tiền có mức giải thích sự biến động thấp, giải thích 4.7% trong tháng thứ hai và 6% từ tháng thứ 4 cho thấy mức độ giải thích của cú sốc CSTTđến biến động sản lƣợng là thấp.
Bảng 4.9 Bảng phân rã phương sai của CPI
Thời gian S.E. DIIP DREVENUE DSPENDING DM2 DCPI
1 0.608817 2.865528 0.000193 3.13857 4.619419 89.37629 2 0.720649 3.535623 1.910632 2.762909 4.128721 87.66212 3 0.775274 3.629213 2.505803 2.391873 4.460106 87.01301 4 0.803264 3.767086 2.334452 2.512111 4.676279 86.71007 5 0.822322 3.747858 2.7544 2.418457 4.736635 86.34265 6 0.830538 3.785381 2.703862 2.407251 4.868836 86.23467 7 0.83612 3.808282 2.734166 2.389309 4.896962 86.17128 8 0.838915 3.802359 2.745086 2.381891 4.933743 86.13692 9 0.840583 3.817012 2.738921 2.38063 4.956069 86.10737 10 0.841554 3.816488 2.74672 2.376189 4.962674 86.09793 11 0.842056 3.817389 2.745489 2.375995 4.971706 86.08942 12 0.842376 3.819386 2.746434 2.375332 4.974737 86.08411
Đối với chỉ số giá tiêu dùng, kết quả tại bảng 4.9 cho thấy tƣơng tự chỉ số sản xuất công nghiệp, biến động của CPI gần nhƣ chỉ đƣợc giải thích bởi cú sốc
riêng mình các cú sốc CSTK, CSTTkhơng có giải thích đáng kể đến biến động của CPI.
Trường hợp lãi suất cho vay đại diện cho CSTT
Bảng 4.10: Phân rã phương sai của chỉ số sản xuất công nghiệp