Mơ hình Chi bình Phương (χ2) p-value Mơ hình 1 639.26 0.0000 Mơ hình 2 1.1e+07 0.0000
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 162 quan sát của 9 quốc gia trong giai đoạn 1997 – 2014 (Phụ lục mục 5)
Từ bảng 4.2.4, kết quả kiểm định Greene (2000) bằng phần mềm Stata cho thấy kết quả với p-value đều bằng 0.0000 < α = 0.05. Suy ra, bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình.
Kết luận: Tồn tại hiện tượng phương sai thay đổi trong mơ hình ở mức ý
nghĩa 5%.
4.2.5 Kiểm định hiện tượng tự tương quan phần dư – Wooldridge (2002) và Drukker (2003)
Để kiểm tra hiện tượng tự tương quan, tác giả sử dụng phương Wooldridge (2002) và Drukker (2003) và đặt giả thuyết kiểm định như sau:
Giả thuyết Ho: Mơ hình khơng có hiện tượng tự tương quan Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tự tương quan
Mơ hình Chi bình Phương (χ2) p-value Mơ hình 1 1.955 0.1996
Mơ hình 2 2.311 0.1670
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 162 quan sát của 9 quốc gia trong giai đoạn 1997 – 2014 (Phụ lục mục 6)
Kết quả kiểm định bằng phần mềm Stata11 cho kết quả ở bảng 4.2.5 cho kết quả với p-value đều lớn hơn α = 0.05. Suy ra, chưa đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết Ho ở mức ý nghĩa 5% cho thấy mơ hình khơng tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình.
Kết luận: Không tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc 1 trong mơ hình với
mức ý nghĩa 5%.
4.2.6 Kiểm định đồng liên kết trên dữ liệu bảng.
Bài nghiên cứu sử dụng kiểm định đồng liên kết trên dữ liệu bảng được giới thiệu bởi Kao (1999).
Giả thuyết kiểm định Kao (1999):
H0: Các chuỗi dữ liệu khơng có đồng liên kết
Bảng 4.2.6: Kết quả kiểm định đồng liên kết dữ liệu bảng Kao (1999)
Mơ hình
ADF Giá trị thống kê t p-value Mơ hình 1 -2.971953 0.0015
Nguồn: Kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 162 quan sát của 9 quốc gia trong giai đoạn 1997 – 2014 (Phụ lục mục 7)
P-value kiểm định cả hai nhóm chuỗi dữ liệu ở mơ hình 1, mơ hình 2 đều cho giá trị nhỏ hơn 0.01, dẫn tới bác bỏ giả thuyết H0 ở mức ý nghĩa 1%. Tồn tại đồng liên kết tại 2 chuỗi biến mơ hình 1, mơ hình 2.
Kết quả kiểm định đồng liên kết dữ liệu bảng cho kết quả tồn tại mối quan hệ dài han giữa các nhóm biến ở mơ hình 1 và mơ hình 2.
4.2.7 Phân tích kết quả hồi quy
Bài nghiên cứu sẽ tiếp cận các mơ hình GMM, với mục đích là khắc phục các khiếm khuyết kiểm định của mơ hình hồi quy OLS cổ điển.
Theo kết quả nghiên cứu của Arellano và Bond (1991), phương pháp hồi quy GMM là một giải pháp hữu hiệu để ước lượng hồi quy trong mơ hình trong trường hợp mơ hình vừa có hiện tượng phương sai thay đổi, tượng tương quan và nội sinh. Mơ hình Arellano và Bond kiểm soát được hiện tượng tự tương quan giữa phần dư, hiện tượng phương sai thay đổi và nội sinh. Ưu điểm của phương pháp GMM cho ước lượng vững và hiệu quả được trình bày ở mục 4.1.3.2, kiểm soát hiện tượng phương sai thay đổi và tự tương quan trên GMM nhằm khắc phục các khuyến khuyết dữ liệu mẫu đã được phát hiện bởi kiểm định Greene (2000), Wooldridge (2002) và Drukker (2003).
Kết quả hồi quy mơ hình như sau:
Bảng 4.2.7 a: Kết quả hồi quy mơ hình 1 (1) (1)
inflation fiscal_decifit 0.570**
(2.14) m2 -0.0502 (-1.58) gdppercapita -0.000989 (-1.12) gov_expenditure 0.668** (2.36) Interestrate 0.646*** (3.84) exchangerate -0.000176 (-0.93) tradeopeness -0.00799 (-0.38) cons -0.895 (-0.29) AR(1) 0.038 AR(2) 0.883 Sargan 1.000
Bảng 4.2.7 b: Kết quả hồi quy mơ hình 2 (1) (1) inflationgrowth L.ecm 0.297 (0.73) D.fiscal_decifit -3.271* (-1.70) D.m2 -0.900** (-2.06) D.gdppercapita -0.0109 (-0.23) D.gov_expenditure -3.434 (-0.89) D.interestrate -0.0212 (-0.02) D.exchangerate -0.00227 (-0.43) D.tradeopeness 0.391 (1.20) _cons 4.307 (1.18) AR(1) 0.000 AR(2) 0.209 Sargan 0.950
Nguồn: kết quả tổng hợp từ Phần mềm Stata trên số liệu tác giả thu thập với cỡ mẫu gồm 162 quan sát của 9 quốc gia trong giai đoạn 1997 – 2014 (Phụ lục mục 8)
Kết quả hồi quy của 2 mơ hình với AR(1) < 0.1, AR(2) >0.1 và kiểm định Sargan > 0.1 nên mơ hình hồi quy GMM trên trong mơ hình là vừa đủ và phù hợp. Tất cả các kiểm định trên đều cho kết quả hợp lệ, do vậy kết quả từ mơ hình GMM là có độ tin cậy.
Theo kết quả hồi quy mơ hình ở bảng 4.2.7 a cho thấy mối quan hệ tác động giữa các biến độc lập đến biến phụ thuộc. Mơ hình hồi quy tìm thấy bằng chứng các biến độc lập thâm hụt ngân sách (fiscal_decifit), chi tiêu chính phủ (gov_expenditure), và lãi suất (interestrate) có tác động cùng chiều đến biến phụ
thuộc có ý nghĩa thống kê.
Đối với biến độc lập (fiscal_decifit) thâm hụt ngân sách thì tìm thấy bằng
chứng ý nghĩa thống kê, mức ý nghĩa là 5% ở mơ hình. Tác động này là tác động dương tới biến phụ thuộc trong mơ hình hồi quy. Kết quả thể hiện yếu tố thâm hụt ngân sách của quốc gia có ảnh hưởng cùng chiều đến chỉ số lạm phát. Hệ số (D.fiscal_decifit) sai phân thâm hụt ngân sách trong mơ hình hồi quy (2) thể hiện mối quan hệ ngắn hạn có ý nghĩa thống kê giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát ( Bảng 4.2.7 b). Mức ý nghĩa hồi quy là 10%.
Đối với biến độc lập (gov_expenditure) chi tiêu chính phủ hệ số hồi quy 0.668- một sự gia tăng trong chi tiêu của chính phủ làm lạm phát gia tăng. Mức ý nghĩa thống kê 5% thể hiện mối tương quan đồng biến làm củng cố thêm kết luận của mơ hình cũng như các nghiên cứu trước. Một sự gia tăng trong chi tiêu công làm thâm hụt ngân sách, bù đắp bằng cung tiền quá mức thì dẫn tới lạm phát.
Đối với biến độc lập (interestrate) lãi suất hệ số hồi quy dương và có ý nghĩa
thống kê ở mức 5%.Sự tương quan giữa lạm phát và lãi suất đã được chứng minh trong các học thuyết kinh điển của Fisher. chất cũng chỉ là một loại giá: giá vốn vay. Trong điều kiện lạm phát, mọi giá đều tăng, cho nên giá vốn vay (hay lãi suất) gia tăng trong thời kỳ lạm phát cũng là việc tất yếu.
Kết quả định lượng của mơ hìnhủng hộ cho lý thuyết phát biểu về mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát. “Khi nhu cầu vốn tăng lên do tổng cầu tăng lại được tài trợ bằng vay tín dụng ngân hàng có thể sẽ làm cho lãi suất trong nền kinh tế tăng lên và do vậy rất có thể quay trở lại làm tăng giá trong nền kinh tế trong khi chi phí tài chính có ảnh hưởng lớn tới các quyết định về giá. Như vậy, trong trường hợp này, tăng thâm hụt ngân sách có thể dẫn đến tăng giá" (Tạp chí tài chính 02/2014).
Bên cạnh đó, kết quả nghiên cứu còn ủng hộ cho các bằng chứng thực nghiệm trước đây của Cottarelli et al. (1998) tìm thấy một tác động đáng kể giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát trong công nghiệp và kinh tế chuyển đổi bằng cách sử dụng các mơ hình dữ liệu bảng trong 47 quốc gia từ 1993 đến 1996.Và nó cũng ủng hộ nhiều hơn cho nghiên cứu của Fischer et al. (2002), khi tác giả sử dụng bộ dữ liệu của 94 nước đã và đang phát triển từ năm1960-1995, thấy rằng mối quan hệ giữa thâm hụt ngân sách và lạm phát chỉ mạnh ở các nước có lạm phát caotrong giai đoạn lạm phát cao và yếu ở các nước có lạm phát thấp trong giai đoạn lạm phát thấp và ở nước có lạm phát cao trong giai đoạn lạm phát thấp.Sự tương đồng được tìm thấy tương tự trong bài viết của Catão và Terrones (2005) Lin và Chu (2013) hay Jayaraman và Chen (2013).
“Thứ nhất, việc phát hành tiền trực tiếp làm tăng cung tiền tệ trên thị trường sẽ gây lạm phát cao, đặc biệt khi việc tài trợ thâm hụt lớn và diễn ra liên tục thì nền kinh tế phải trải qua lạm phát cao và kéo dài như giai đoạn 1986 - 1990. Sự gia tăng cung tiền có thể khơng làm tăng lạm phát nếu nền kinh tế đang đà tăng trưởng, mức cầu tiền giao dịch tăng lên phù hợp với mức tăng của cung tiền. Tuy nhiên, trong
trường hợp khu vực tư nhân đã thỏa mãn với lượng tiền họ đang nắm giữ (mức cầu tiền tương đối ổn định) thì sự gia tăng của cung tiền làm cho lãi suất thị trường giảm, nhu cầu tiêu dùng về hàng hóa dịch vụ, nhu cầu đầu tư sẽ tăng lên kéo theo sự tăng của tổng cầu nền kinh tế, mặt bằng giá cả sẽ tăng lên gây áp lực lạm phát. Người ta gọi trường hợp khi chính phủ tài trợ thâm hụt ngân sách bằng cách tăng cung tiền là hiện tượng chính phủ đang thu"thuế lạm phát" từ những người đang nắm giữ tiền.
Thứ hai, bù đắp thâm hụt bằng nguồn vay nợ trong nước hoặc nước ngoài, việc vay nợ trong nước bằng cách phát hành trái phiếu ra thị trường vốn, nếu việc phát hành diễn ra liên tục thì sẽ làm tăng lượng cầu quỹ cho vay, do dó, làm lãi suất thị trường tăng. Để giảm lãi suất, Ngân hàng Trung ương phải can thiệp bằng cách mua các trái phiếu đó, điều này làm tăng lượng tiền tệ gây lạm phát. Hay vay nợ nước ngoài để bù đắp bội chi ngân sách bằng ngoại tệ, lượng ngoại tệ phải đổi ra nội tệ để chi tiêu bằng cách bán cho Ngân hàng Trung ương, điều này làm tăng lượng tiền nội tệ trên thị trường tạo áp lực lạm phát.
Thực tế những năm qua, thâm hụt ngân sách Việt Nam được tài trợ phần lớn bằng cách vay nợ thông qua phát hành trái phiếu Chính phủ. Lượng trái phiếu này có thể được mua bởi Ngân hàng Nhà nước (hình thức cấp tín dụng trực tiếp cho Chính phủ) sẽ làm tăng lượng tiền cơ sở. Hoặc lượng trái phiếu được mua bởi các ngân hàng thương mại, sau đó các ngân hàng thương mại đem cầm cố chúng tại Ngân hàng Nhà nước thông qua nghiệp vụ thị trường mở hoặc nghiệp vụ tái cấp vốn (cấp tín dụng gián tiếp cho Chính phủ). Điều này cũng làm tăng lượng tiền cơ sở và tăng cung tiền gây lạm phát. Theo thống kê của Sở Giao dịch Chứng khoán Hà Nội (HNX), khối lượng trái phiếu Chính phủ và Trái phiếu Chính phủ bảo lãnh đang lưu hành có giá trị lên tới 336.000 tỷ đồng, tương đương hơn 13% GDP danh nghĩa và gần 12% cung tiền M2 năm 2011. Ngoài ra, bên cạnh việc vay nợ trong nước, Việt Nam còn vay nợ nước ngoài để tài trợ thâm hụt, số tiền vay nợ nước ngoài chiếm 1/3 thâm hụt NSNN, tương đương 1,5 – 1,7% GDP. Đây chính là một trong những nguyên nhân gây ra lạm phát cao ở Việt Nam trong những năm 2007 - 2008 và 2010 – 2011”.
Kết quả hồi quy trong bảng 4.2.7b xác nhận mối quan hệ trong ngắn hạn giữa cung tiền và lạm phát với mức ý nghĩa 5%. Dù vậy, kết quả mơ hình (1) khơng ủng hộ thêm cho các nghiên cứu về cung tiền và lạm phát. Hay như hệ số của tỷ giá hối đối và độ mở thương mại khơng có ý nghĩa thống kê về mặt định lượng. M2 có hệ số âm -0.0502. Hàm ý một sự nghịch biến giữa cung tiền và lạm phát. Đây là điều hiển nhiên đã chứng minh từ các học thuyết "Đối với cung tiền M2, một số nhà kinh tế học cổ điển và tân cổ điển đã dùng thuyết số lượng tiền để giải thích cho những nguyên nhân gây ra lạm phát từ tiền tệ. Trong đó, bất cứ sự gia tăng nào trong cung tiền cũng làm tăng GDP danh nghĩa." (Tạp chí tài chính 02/2014). Hay như hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm xác nhận một tác động mạnh mẽ của cung tiền đến lạm phát.Như McCandless & Weber (1995),King (2002), Theo Walsh (2003), Nassar (2005) hay Oomes và Ohnsorge (2005)… Đây có thể xem là hạn chế trong kết quả nghiên cứu của mơ hình.
4.2.8 Hồi quy đối chiếu
Để xem xét sự đồng nhất giữa kết quả các mơ hình bằng việc bỏ bớt các khung biến trong mơ hình, so sánh kết quả với nhau nhằm đảm bảo độ tin cậy của kết quả hồi quy khi các kết quả tương đồng.
Bảng 4.2.8: Kết quả hồi quy mơ hình mở rộng
(4) (5) (6)
Inflation Inflation Inflation L.inflation -0.0577 -0.0792 -0.122*
(-0.47) (-0.80) (-1.72)
Fiscal_decifit 0.262* 0.388*** 0.670*
Gov_expenditure 0.159 0.498** 0.571*** (0.63) (2.13) (4.67) Interestrate 0.757*** 0.620** 0.727*** (2.64) (2.32) (2.99) Exchangerate 0.00000442 -0.0000998 -0.000226 (0.02) (-0.85) (-1.03) Tradeopeness -0.0307** -0.0136 -0.00962 (-2.33) (-0.69) (-0.53) Gdppercapita -0.00112 -0.000160 (-1.07) (-0.21) M2 -0.0695 (-1.64) _cons 2.490 0.0971 0.0988 (0.78) (0.04) (0.05) AR(1) 0.016 0.080 0.032 AR(2) 0.886 0.982 0.912 Hansen 1.000 1.000 1.000
Kết quả thực nghiệm của 3 mơ hình (4,5,6) đồng nhất với kết quả ở mơ hình 1 ở bảng 4.2.7 a. Trong khi đó kiểm định của AR(1), AR(2) và Hansen đều có các kết quả hợp lệ, kết quả mơ hình hồi quy là phù hợp, có độ tin cậy.
Ta tiến hành chạy kiểm định mơ hình mới với việc thêm vào biến độ trễ lạm
phát (L.inflation) kiểm soát mối quan hệ lạm phát giữa 2 năm liên tiếp. Bên cạnh đó, ta tiến hành loại biến gdppercapita và m2 ra khỏi mơ hình định lượng ban đầu để được phương trình (4). Hay loại biến m2 đối với phương trình (5).
Các kết quả của cả 3 mơ hình hồi quy mới đều cho kết luận tương tự về mối quan hệ giữa thâm hụt tài khóa, lãi suất với lạm phát khi hệ số hồi quy của hai biến số thâm hụt ngân sách (fiscal_decifit) và lãi suất (interestrate) đều dương và có ý nghĩa thống kê về mặt định lượng ở các mức ý nghĩa khác nhau.
Bên cạnh đó, hệ số của biến chi tiêu chính phủ (gov_expenditure) của 3 mơ hình đều tương quan dương với lạm phát. Các mức ý nghĩa của mơ hình (5) (6) là 5% và 1%. Mơ hình (4) thể hiện xu hướng, khơng tìm thấy ý nghĩa thống kê về định lượng.
Sau khi loại bỏ đi biến gdppercapita và m2 ra khỏi mơ hình định lượng ban
đầu, bên cạnh các mối tương quan có ý nghĩa thống kê so với mơ hình gốc.Mơ hình (4) xác nhận mối tương quan âm giữa độ mở thương mại và lạm phát. Hệ số hồi quy là -0.0307 với mức ý nghĩa 5%. Điều này là tương đồng vơi các nghiên cứu khác về mối quan hệ của độ mở thương mại và lạm phát của Lane (1997), Terra (1998), Bowdler (2003), Mukhtar (2010)…
Phương trình (4) khơng khác về mặt ý nghĩa định lượng so với phương trình gốc. Phương trình (5) tìm thấy một mối quan hệ nghịch biến giữa L.inflation và inflation, hàm ý một sự thay đổi nghịch chiều của lạm phát năm sau so với năm trước tùy theo chính sách điều tiết của chính phủ theo thơi gian.
CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ GỢI Ý CHÍNH SÁCH
5.1. Kết luận
Bài nghiên cứu đã cố gắng nỗ lực trong việc tìm kiếm mối quan hệ giữa các biến số tài khóa (thâm hụt ngân sách, chi tiêu chính phủ) cũng như các biến số vĩ mô khác đối với lạm phát. Từ đó, việc củng cố về mặt lý thuyết cũng như ủng hộ thêm về định lượng cho các nghiên cứu trước đây làm cơ sở cho việc nghiên cứu sâu hơn về q trình hoạch định chính sách của chính phủ để duy trì một lạm phát tối ưu phát triển kinh tế bền vững. Kết quả thể hiện yếu tố thâm hụt ngân sách, chi tiêu chính phủ của quốc gia có ảnh hưởng cùng chiều đến chỉ số lạm phát. Sự gia tăng của lãi suất cũng góp phần làm cho lạm phát ngày càng cao.
Ngược lại, trong mối tương quan giữa các biến số vĩ mô nghiên cứu, kết quả mơ hình hàm ý một sự nghịch biến giữa cung tiền và lạm phát. Điều này khơng có ý nghĩa thống kê để ủng hộ thêm cho lý thuyết hay nghiên cứu kinh điển đối với câu hỏi này. Hệ số của tỷ giá hối đoái và độ mở thương mại khơng có ý nghĩa thống kê về mặt định lượng. Trong mối quan hệ khơng có tác động của cung tiền M2, việc gia tăng độ mở thương mại làm lạm phát suy giảm theo thời gian.