Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 60.78235 NA 2.59e-08* -3.281315 -3.056850* -3.204766* 1 85.27971 40.34860* 2.71e-08 -3.251748 -1.904959 -2.792454 2 110.0787 33.55160 3.04e-08 -3.239925 -0.770812 -2.397887 3 139.9295 31.60671 3.03e-08 -3.525265* 0.066171 -2.300482
* 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
Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu trong họ mơ hình VAR cho thấy, có 3 tiêu chí lựa chọn độ trễ tối ưu tại bậc 0, một tiêu chí lựa chọn độ trễ tối ưu tại bậc 1 và 1 tiêu chí lựa chọn độ trễ tối ưu tại bậc 3. Do hai độ trễ bậc 1 và bậc 3 đều có thể đáp ứng
yêu cầu về độ trễ tối ưu1, nên để kết quả có tính vững chắc hơn, bài nghiên cứu sẽ tiến hành hồi quy với cả 2 độ trễ này, sau đó dựa vào các chỉ tiêu lựa chọn mơ hình để lựa chọn độ trễ phù hợp cho mơ hình hồi quy.
Bảng 4.5: Chỉ tiêu lựa chọn mơ hình VAR phù hợp
Tiêu chuẩn VAR (1) VAR (3)
Log Likelihood 92.70632 139.9295
AIC -3.483685 -3.525265
SC -2.164085 0.066171
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Dựa theo bảng 4.5, mơ hình VAR độ trễ 3 có giá trị của chỉ tiêu Log Likelihood và AIC tốt hơn mơ hình VAR độ trễ 1, trong khi tiêu chuẩn SC lựa chọn mơ hình VAR độ trễ 1 phù hợp hơn. Dựa trên 2 tiêu chí Log Likelihood và AIC, bài nghiên cứu sử dụng độ trễ 3 cho mơ hình VAR rút gọn.
4.3.3. Ước lượng mơ hình VAR rút gọn
4.3.3.1. Kết quả ước lượng mơ hình VAR rút gọn
Sau khi xác định được độ trễ tối ưu của mơ hình hồi quy, bài nghiên cứu sẽ thực hiện mơ hình ước lượng VAR rút gọn để xem xét tác động của các nhân tố đến lạm phát Việt Nam. Bảng 4.6 thể hiện kết quả của các nhân tố đến lạm phát trong mơ hình VAR rút gọn.
1
Khi sử dụng họ mơ hình VAR/SVAR với các tham số cố định, độ trễ tối ưu của mơ hình tối
thiểu phải là bậc 1, tức là khơng ứng dụng họ mơ hình này với độ trễ bậc 0. Do đó, khi những kết quả trên bảng lựa chọn độ trễ tối ưu xuất hiện ở 3 bậc là bậc 0, bậc 1 và bậc 3 thì bài nghiên cứu sẽ lựa chọn bậc 1 và bậc 3 để so sánh và từ đó lựa chọn mơ hình phù hợp hơn đối với mẫu dữ liệu.
Bảng 4.6: Kết quả ước lượng mơ hình VAR rút gọn Biến số Hệ số tác động t-value tn-k0.05 Biến số Hệ số tác động t-value tn-k0.05 C 0.003593 - 0.9210 DOIL(-1) -0.089657* -2.14612 DOIL(-2) 0.025439 0.64497 DOIL(-3) -0.11543 -0.31002 INF(-1) 1.002745* 4.54576 INF(-2) -0.356612* -1.25365 INF(-3) 0.295211* 1.29068 GAP(-1) -0.143126* -1.04204 GAP(-2) 0.250522* 1.67552 GAP(-3) 0.028159 0.16810 DFD(-1) 0.010022* 2.46006 DFD(-2) -0.002852 -0.65122 DFD(-3) -0.000825 -0.19818 DINT(-1) -0.001638* -0.94678 DINT(-2) 0.001468 -0.83729 DINT(-3) -0.002585* -1.40001
Ghi chú: Các ký hiệu trong bảng của các biến số lần lượt là: C: Giá trị của hằng
số; 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
- Giả thiết Ho: Hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê, tức là H0: βj = 0. Mức ý nghĩa thống kê sử dụng trong các kiểm định là 10%.
Nguồn: Tính tốn của tác giả
- Đối với tác động độ trễ của giá xăng dầu: Chỉ có hệ số hồi quy tại độ trễ 1 DOIL(-1) = 0.0897 có ý nghĩa thống kê (t – value = -2.14612). Điều này cho thấy, khi giá xăng dầu tăng lên 1% thì trung bình giá trị của lạm phát Việt Nam sẽ giảm xuống 0,0897%.
- Đối với tác động độ trễ của chính lạm phát: Hệ số hồi quy ở cả ba độ trễ INF(-1) = 1.0027, INF(-2) = -0.3566 và INF(-3) = 0.2952 đều có ý nghĩa thống kê với giá trị thống kê t – value lần lượt là 4.54576, -1.25365 và 1.29068. Trong các giá trị tác động của độ trễ của lạm phát, mức độ tác động của các độ trễ giảm dần theo thời gian. Tại độ trễ bậc 1, mức độ tác động là khoảng 1,0027% (tức là 1% tăng lên của lạm phát tại 1 quý trước đó sẽ làm cho lạm phát trong quý này tăng 1,003%). Tương tự, mức độ tác động của lạm phát trong các độ trễ tiếp theo sẽ là -0,3566% và 0,2952%. Mặt khác, độ trễ của lạm phát ở 1 quý và 3 quý trước có mối quan hệ đồng biến với lạm phát kỳ này, trong khi độ trễ của lạm phát trước đó 2 quý lại có mối quan hệ nghịch biến đối với chính lạm phát tại thời điểm hiện tại.
- Đối với tác động độ trễ của lỗ hổng sản lượng: Hệ số hồi quy ở độ trễ bậc 1 và bậc 2 có ý nghĩa thống kê (giá trị thống kê t – value lần lượt là -1.0420 và 1.6755) trong khi hệ số hồi quy ở bậc 3 khơng có ý nghĩa thống kê (t – value = 0.1681). Hệ số GAP (-1) = -0.1431 cho thấy khi chênh lệch giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng ở quý trước tăng lên 1% sẽ làm cho lạm phát ở hiện tại
giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng ở 2 quý trước đó tăng lên 1% sẽ làm cho lạm phát trong thời điểm hiện tại tăng lên 0,2505%.
- Đối với tác động độ trễ của thâm hụt ngân sách: Chỉ có hệ số hồi quy tại độ trễ bậc 1 DFD(-1) = 0.0100 có ý nghĩa thống kê cao với giá trị t – value = 2.4601. Điều này cho thấy, khi thâm hụt ngân sách trong quý trước đó tăng lên 1% thì trung bình lạm phát Việt Nam ở thời điểm quý sau đó sẽ sẽ giảm xuống 0,01%.
- Đối với tác động độ trễ của lãi suất: Hệ số hồi quy tại độ trễ 1 DINT(-1) = -0.0016 và độ trễ 3 DINT(-3) = -0.0026 có ý nghĩa thống kê với giá trị thống kê t – value lần lượt là -0.9468 và -1.4000. Điều này cho thấy, các tác động độ trễ của lãi suất đều tác động âm đến lạm phát, tuy nhiên mức độ tác động không nhiều. Cụ thể, khi lãi suất trước đó 1 quý tăng lên 1% thì trung bình lạm phát trong kỳ này sẽ giảm đi 0,0016% và khi lãi suất của 3 kỳ trước đó tăng 1% thì trung bình lạm phát trong kỳ này sẽ giảm 0,0026%.
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