4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.3. Phân tích mối quan hệ đa biến giữa các biến số
4.3.3.2. Các kiểm định đối với mơ hình VAR rút gọn
Sau khi hồi quy mơ hình VAR rút gọn, bài nghiên cứu sẽ thực hiện các kiểm định AR root test (để kiểm định tính ổn định của mơ hình VAR rút gọn) và kiểm định tính dừng của phần dư sau khi hồi quy mơ hình (để xem xét phần dư mơ hình có thỏa mãn các điều kiện hay khơng).
Bảng 4.7 và hình 4.1 trình bày kết quả kiểm định AR root test cho mơ hình VAR rút gọn. Kết quả cho thấy tất cả nghiệm của mơ hình đều có giá trị Modulus nhỏ hơn 1, nói cách khác đều nằm trong vòng tròn đơn vị. Điều đó cho thấy mơ hình VAR rút gọn trên đây bền vững.
Bảng 4.7: Kết quả kiểm định AR root test cho mơ hình VAR rút gọn Root Modulus Root Modulus 0.005149 - 0.854265i 0.854281 0.005149 + 0.854265i 0.854281 0.361630 - 0.751435i 0.833925 0.361630 + 0.751435i 0.833925 0.656721 - 0.441736i 0.791463 0.656721 + 0.441736i 0.791463 -0.273858 - 0.725910i 0.775851 -0.273858 + 0.725910i 0.775851 0.705952 0.705952 -0.515508 - 0.466854i 0.695486 -0.515508 + 0.466854i 0.695486 -0.683836 0.683836 0.623431 0.623431 -0.497944 0.497944 -0.161699 0.161699
No root lies outside the unit circle. VAR satisfies the stability condition.
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Hình 4.1: Kết quả kiểm định AR root test cho mơ hình VAR rút gọn
Bảng 4.8 trình bày kết quả kiểm định tính dừng của mơ hình VAR rút gọn. Kết quả kiểm định tính dừng phần dư của mơ hình VAR rút gọn cho thấy, phần dư của mơ hình VAR rút gọn dừng với ý nghĩa thống kê rất cao (p – value = 0.000) trong cả các kiểm định chung và riêng.
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định tính dừng phần dư của mơ hình VAR rút gọn
Cross-
Method Statistic Prob.** sections Obs
Null: Unit root (assumes common unit root process)
Levin, Lin & Chu t* -13.2669 0.0000 5 165
Null: Unit root (assumes individual unit root process)
ADF - Fisher Chi-square 156.041 0.0000 5 165 PP - Fisher Chi-square 159.277 0.0000 5 165
** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi-square distribution. All other tests assume asymptotic normality.
Từ các kiểm định về tính vững chắc và tính dừng phần dư của mơ hình hồi quy, có thể thấy, phần dư của mơ hình VAR đều thỏa mãn các điều kiện cho một mô hình hồi quy tốt. Do đó, kết quả từ mơ hình VAR rút gọn là đáng tin cậy.
* Để xem xét sự tác động của lạm phát và các biến trong ngắn hạn, bài nghiên cứu tiếp tục thực hiện kiểm định nhân quả Granger theo cặp tại độ trễ bậc 3 với các biến hồi quy trong mơ hình.
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định nhân quả Granger theo cặp tại độ trễ bậc 3
Pairwise Granger Causality Tests Sample: 2005Q3 2014Q4
Lags: 3
Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.
INF does not Granger Cause DOIL 34 10.9237 7.E-05 DOIL does not Granger Cause INF 0.77041 0.5207
GAP_SA does not Granger Cause DOIL 34 0.35312 0.7872 DOIL does not Granger Cause GAP_SA 1.39363 0.2661 DFD does not Granger Cause DOIL 34 2.09384 0.1245 DOIL does not Granger Cause DFD 0.67509 0.5748 DINT does not Granger Cause DOIL 34 1.56588 0.2206 DOIL does not Granger Cause DINT 1.34703 0.2800 GAP_SA does not Granger Cause INF 35 1.21218 0.3236 INF does not Granger Cause GAP_SA 0.52222 0.6705 DFD does not Granger Cause INF 34 1.26200 0.3072 INF does not Granger Cause DFD 4.04407 0.0170 DINT does not Granger Cause INF 34 0.36784 0.7768
INF does not Granger Cause DINT 4.43566 0.0117 DFD does not Granger Cause GAP_SA 34 0.09608 0.9615 GAP_SA does not Granger Cause DFD 0.17781 0.9105
DINT does not Granger Cause GAP_SA 34 0.53473 0.6624 GAP_SA does not Granger Cause DINT 0.56662 0.6417 DINT does not Granger Cause DFD 34 2.15579 0.1165 DFD does not Granger Cause DINT 2.34931 0.0948
Giả thiết H0: Khơng có tác động từ biến này tới biến kia.
Nguồn: Tác giả tự tính tốn
Bảng 4.9 trình bày kết quả kiểm định nhân quả Granger theo cặp tại độ trễ bậc 3 với các biến hồi quy trong mơ hình. Với mức ý nghĩa 10%, kết quả kiểm định nhân quả Granger cho thấy có các cặp biến có tác động như sau:
INF có tác động đến DOIL: Lạm phát có tác động đến giá dầu
INF có tác động đến DFD: Lạm phát có tác động đến biến động của thâm hụt ngân sách
INF có tác động đến DINT: Lạm phát có tác động đến biến động của lãi suất
DFD có tác động đến INF: Biến động thâm hụt ngân sách có tác động đến lạm phát
4.3.4. Kết quả từ mơ hình SVAR
Mặc dù kết quả từ mơ hình VAR rút gọn là đáng tin cậy, nhưng mơ hình VAR rút gọn chỉ thể hiện các mối quan hệ trễ giữa các biến số. Do đó, bài nghiên cứu sẽ khôi phục ma trận các mối quan hệ tức thời giữa các biến theo ma trận áp đặt như dưới đây theo như Deepak Mohanty và Joice John (2014):
Trật tự các biến trong cú sốc cấu trúc lần lượt là DOIL, INF, GAP, DFD, DINT.2
Trật tự định dạng cấu trúc SVAR này có ý nghĩa:
(i). Giá xăng dầu được xem xét là biến ngoại sinh nhất trong mơ hình, chỉ chịu tác động của chính nó.
(ii). Lạm phát phản ứng ngay lập tức trước sự thay đổi trong giá dầu và độ trễ của các nhân tố khác ở các giai đoạn trễ.
(iii). Lỗ hổng sản lượng đại diện cho điều kiện cầu được giả định phản ứng trước sự thay đổi của giá dầu và giá cả trong nước.
(iv). Thâm hụt tài khóa sẽ nhạy cảm trước điều kiện cầu và lạm phát
(v). Chính sách tiền tệ chịu tác động trước cú sốc cấu trúc của tất cả các biến số còn lại.
4.3.4.1. Kết quả kiểm định mối quan hệ tức thời giữa các biến số trong mơ hình SVAR. hình SVAR.
Trong kết quả của mơ hình SVAR, đầu tiên, bài nghiên cứu sẽ trình bày về kết quả kiểm định mối quan hệ tức thời giữa các biến số trong mơ hình SVAR và kiểm định về sự phù hợp cấu trúc của mơ hình thơng qua kiểm định LR (kiểm định vượt quá định dạng cấu trúc của mơ hình). Kết quả về kiểm định mối quan hệ tức thời và
2 Nghiên cứu này dựa trên nghiên cứu theo paper gốc “Determinants of inflation in
India” của 2 tác giả Deepak Mohanty và Joice John (2014). Cách áp đặt ma trận SVAR trong bài nghiên cứu này cũng được thực hiện tương tự với bài nghiên cứu
kiểm định sự phù hợp cấu trúc trong cách áp đặt được thể hiện trong bảng 4.10 và bảng 4.11 dưới đây.
Bảng 4.10: Ma trận hệ số tác động tức thời giữa các biến số trong mơ hình SVAR
Ma trận mối quan hệ tức thời A
DOIL INF GAP DFD DINT
DOIL 1.00000 - - - - INF 0.12658 1.00000 - - - GAP -0.17344 0.21101 1.00000 - - DFD - 0.26374 -0.26034 1.00000 - DINT -0.07213 -0.42186* 0.04953 - 0.11603 1.00000
Ghi chú: Các ký hiệu trong bảng của các biến số lần lượt là: L: giá trị logarithm
của biến số, OIL: Giá dầu nội địa (Đại diện bằng xăng A92), GAP: % chênh lệch
giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng, INT: Lãi suất liên ngân hàng qua đêm, FD: Thâm hụt ngân sách Chính phủ, INF: Chỉ số lạm phát
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả kiểm định hệ số tác động tức thời cho thấy
- Chỉ có hệ số giữa DINT và INF có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Hệ số tác động của DINT đến INF = -0.42186 cho thấy, trong giai đoạn nghiên cứu, khi thay đổi lạm phát tăng (giảm) 1% sẽ dẫn đến lãi suất trên thị trường tiền tệ (cụ thể ở đây là lãi suất qua đêm trên thị trường liên ngân hàng) sẽ giảm (tăng) 0.42186%.
- Các hệ số cịn lại đều khơng có ý nghĩa thống kê cho thấy, sự thay đổi của các nhân tố giá xăng dầu trong nước, lỗ hổng sản lượng và thâm hụt ngân sách đều
khơng có tác động ngay đến lạm phát mà sẽ cần một khoảng thời gian trễ thì các biến số này mới có tác động đến lạm phát. Theo một cách hiểu khác, tác động của các nhân tố này đến lạm phát là một quá trình phức tạp hơn và sẽ chịu tác động của nhiều yếu tố khác, sau đó mới có tác động đến lạm phát.
Kết quả của bài nghiên cứu cho thấy, trong tức thời, khơng có biến số nào tác động đến lạm phát và chỉ có lạm phát tác động âm đến lãi suất trên thị trường. Đây là một phát hiện khá mới của bài nghiên cứu trong tác động của mơ hình SVAR vì hầu hết các nghiên cứu trước đây về lạm phát của Việt Nam khơng tìm thấy mối quan hệ tức thời nào giữa lạm phát và lãi suất thị trường.
Sau đó, bài nghiên cứu sẽ tiến hành thực hiện kiểm định về sự phù hợp trong định dạng của mơ hình SVAR (hay cịn gọi là sự phù hợp trong cách áp đặt cấu trúc của mơ hình SVAR) thơng qua kiểm vượt quá định dạng LR. Bảng 11 trình bày kết quả kiểm định LR test về sự phù hợp trong việc áp đặt cấu trúc của mơ hình.
Bảng 4.11: Kiểm định LR về sự phù hợp trong các áp đặt cấu trúc mơ hình SVAR SVAR
Log likelihood 83.54035 LR test for over-identification:
Chi-square(1) 4.660220 Probability 0.0309
Ghi chú: Giả thiết H0: Áp đặt cấu trúc trong mơ hình SVAR q nhiều các hệ số (mơ hình áp đặt khơng phù hợp).
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả kiểm định LR test cho thấy, với mức ý nghĩa 10%, bác bỏ giả thiết H0 (p – value = 0.0309). Điều này cho thấy, mơ hình cấu trúc khơng áp đặt quá mức các hệ số, hay nói cách khác, mơ hình cấu trúc được áp đặt là hồn tồn phù hợp.
4.3.4.2. Phân tích hàm phản ứng đẩy IRF của các cú sốc cấu trúc
Sau khi xem xét về tác động tức thời của các biến số đến lạm phát, tiếp theo, bài nghiên cứu sẽ tiếp tục thực hiện phân tích về các kết quả từ hàm phản ứng đẩy
IRF và phân rã phương sai trong mơ hình SVAR để xem xét phản ứng của lạm phát trong điều kiện xảy ra một cú sốc cấu trúc cũng như mức độ tác động của các cú sốc cấu trúc trong sự biến động của lạm phát.
Hình 4.2 dưới đây trình bày kết quả của hàm phản ứng đẩy về phản ứng của lạm phát trước các cú sốc từ các nhân tố tác động trong giai đoạn nghiên cứu (từ quý 3 năm 2005 đến quý 4 năm 2014).
-.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of INF to DOIL
-.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of INF to INF
-.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of INF to GAP
-.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Response of INF to DFD -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of INF to DINT
Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Hình 4.2: Kết quả hàm phản ứng đẩy của lạm phát phản ứng lại đối với các cú
sốc tác động trong mơ hình SVAR
Ghi chú: Các cú sốc từ 1 đến 5 lần lượt đại diện cho cú sốc cấu trúc với các ký hiệu tương ứng như sau: OIL là giá xăng dầu trong nước (đại diện bởi giá xăng A92), INF: Lạm phát trong nước (đại diện bởi chỉ số giảm phát CPI), GAP: Lỗ hổng sản
lượng, FD là thâm hụt ngân sách Chính phủ và INT là lãi suất qua qua đêm trên thị trường liên ngân hàng.
Kết quả phân tích về phản ứng đẩy của lạm phát trước các cú sốc trong mô hình SVAR cho thấy: lạm phát có xu hướng phản ứng mạnh mẽ trước cú sốc về sản lượng và thâm hụt ngân sách; còn đối với các cú sốc về giá xăng dầu và cú sốc lãi suất, lạm phát có xu hướng phản ứng khá yếu. Đối với các cú sốc sản lượng, lạm phát phản ứng âm trước khi tăng lên ở một thời kỳ dài còn với các cú sốc thâm hụt ngân sách làm gia tăng lạm phát. Trong khi đó, các cú sốc lãi suất dường như làm giảm lạm phát, còn các cú sốc giá xăng dầu thì tác động đến lạm phát một cách không thực sự rõ ràng. Cụ thể:
- Đối với cú sốc giá xăng dầu: Lạm phát dường như không bị ảnh hưởng nhiều
bởi sự thay đổi giá xăng dầu (đại diện ở đây là giá bán lẻ xăng A92). Khi có một cú sốc giá xăng dầu 1 độ lệch chuẩn, lạm phát tăng 0,2 điểm phần trăm ở quý tiếp theo, trước khi giảm và đạt giá trị âm thấp nhất (-0,5 điểm phần trăm) tại quý thứ 2. Sau đó, lạm phát trở lại mức cân bằng và biến động tăng nhỏ trong 1 thời kỳ dài 4 quý trước khi hồn tồn trở lại vị trí cân bằng ở quý thứ 8. Kết quả này cũng khá tương đồng với kết quả nghiên cứu của Hoa Nguyễn và Dũng Trần (2013) khi các tác giả cũng nhận thấy lạm phát cũng phản ứng khá yếu trước các cú sốc giá dầu. Tuy nhiên, trong khi các tác giả thấy rằng giá dầu hồn tồn có tác động dương đến lạm phát thì kết quả nghiên cứu lại cho thấy, sau khoảng 3 quý, lạm phát mới có phản ứng dương với giá dầu. Điều này có thể được giải thích là do cịn có ảnh hưởng của tỷ giá và các loại thuế (trong thành phần của giá xăng A92) có tác động đến lạm phát ở Việt Nam.
- Đối với cú sốc sản lượng GAP (Shock 3): Lạm phát phản ứng có độ trễ đối
với cú sốc sản lượng. Khi cú sốc sản lượng xảy ra, lạm phát bắt đầu phản ứng giảm từ vị trí cân bằng ở quý thứ 1 cho đến giá trị âm thấp nhất là -0.6 điểm phần trăm ở quý thứ 2. Bắt đầu từ quý 3, các cú sốc sản lượng làm gia tăng lạm phát với độ lớn và sự dai dẳng kéo dài, phản ứng của lạm phát đạt đỉnh ở quý thứ 4 với giá trị tăng 0.6 điểm phần trăm. Đến quý thứ 6, lạm phát giảm nhẹ ở dưới mức cân bằng trong gần 3 quý và sau đó sẽ trở về vị trí cân bằng. Kết quả này cũng có nhiều khác biệt so với bài nghiên cứu của Hoa Nguyễn và Dũng Trần (2013). Trong bài nghiên cứu
của hai tác giả, lỗ hổng sản lượng cơng nghiệp có rất ít tác động (đều là tác động dương) đến lạm phát. Tuy nhiên trong bài nghiên cứu này, lạm phát có phản ứng khá lớn với lỗ hổng sản lượng và phản ứng này sẽ kéo dài trong khoảng 8 kỳ để trở về trạng thái cân bằng. Khác biệt này cũng có thể hiểu là do cách tính lỗ hổng sản lượng khác nhau trong 2 bài nghiên cứu: Trong bài nghiên cứu này, lỗ hổng sản lượng được tính từ giá trị GDP thực đã điều chỉnh yếu tố mùa vụ, trong khi ở bài nghiên cứu của Hoa Nguyễn và Dũng Trần (2013), các tác giả tính lỗ hổng sản lượng thông qua giá trị sản xuất công nghiệp.
- Đối với cú sốc thâm hụt ngân sách DFD (Shock 4): Phản ứng của lạm phát trước cú sốc thâm hụt ngân sách có xu hướng dương trong độ trễ sau đó 1 kỳ và kéo dài cho tới kỳ thứ 5. Các cú sốc thâm hụt ngân sách sẽ tác động tới lạm phát mạnh nhất sau kỳ thứ 2 với mức độ tác động khoảng gần 0,9 phần trăm điểm. Điều này có thể được giải thích là do trong khoảng thời gian này, sự gia tăng thâm hụt ngân sách chính phủ sẽ buộc chính phủ thực các biện pháp bù đắp bằng cách vay mượn hay phát hành tiền... Tất cả các cách này đểu sẽ dẫn đến gia tăng lượng tiền trong lưu thông lớn hơn số lượng tiền cần thiết và sẽ dẫn đến lạm phát. Tuy nhiên, từ kỳ thứ 6 trở đi cho đến kỳ thứ 9, mức thâm hụt lại có tác động âm đến lạm phát. Điều này cho thấy, khi có sự gia tăng trong lạm phát, chính phủ sẽ kiểm soát chặt chẽ hơn việc chi tiêu ngân sách và điều chỉnh các mục tiêu ngân sách trong các thời kỳ tới nhằm đạt tới mức cân bằng ngân sách đã đề ra trước đó. Sau kỳ thứ 9, lạm phát trở về trạng thái cân bằng và có xu hướng biến động cùng chiều với thâm hụt ngân sách