Period S.E. DOIL INF GAP DFD DINT
1 0.082118 1.576999 98.42300 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.099872 3.748662 78.64658 4.485031 11.44062 1.679110 3 0.127668 3.214755 73.14189 3.842957 16.35442 3.445980 4 0.137215 3.014602 68.88698 7.175919 15.61369 5.308809 5 0.171684 3.080896 68.24967 7.646977 15.18799 5.834468 6 0.174385 3.055283 67.74380 7.757263 15.13173 6.311920 7 0.181731 3.302686 66.88715 7.665998 15.21889 6.925270 8 0.183327 3.285546 66.82991 7.598795 15.38916 6.896586 9 0.185088 3.378537 66.67093 7.581266 15.35364 7.015621 10 0.185651 3.558476 66.51975 7.550185 15.35114 7.020448
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả phân rã phương sai trong giai đoạn nghiên cứu cho thấy, phần lớn các phản ứng của lạm phát là do cú sốc của chính bản thân nó gây ra: Trong kỳ đầu, các cú sốc lạm phát sẽ tác động đến chính nó ở mức 98,42% nhưng đến kỳ thứ 2, cú sốc lạm phát chỉ còn chiếm khoảng 78,65% những biến động của lạm phát. Các biến động này sau đó sẽ giảm dần theo thời gian nhưng sẽ giữ một mức độ tác động ổn định khoảng hơn 66% từ sau thời kỳ thứ 7. Kết quả này cũng khá phù hợp với các nghiên cứu của Hoa Nguyễn và Dũng Trần (2013); Anh Phạm (2008) khi các tác giả đều cho rằng lạm phát ở Việt Nam chủ yếu đều do bản thân nó tác động đến nó (với mức độ tác động của lạm phát tới chính nó đều trên 60%).
Trong các biến số còn lại, thâm hụt ngân sách là yếu tố ảnh hưởng lớn nhất đến sự thay đổi của lạm phát. Các cú sốc thâm hụt ngân sách không tác động đến lạm phát ở kỳ tiếp theo nhưng sẽ phản ánh đến 11,44% ở kỳ thứ 2. Mức độ tác động của cú sốc thâm hụt ngân sách sẽ tăng dần và sau kỳ thứ 5 sẽ đạt một mức tác động ổn định khoảng hơn 15%.
Mức độ tác động của các cú sốc về sản lượng và lãi suất đến lạm phát nhìn chung sẽ gần như tương tự nhau nhưng có sự khác biệt đáng kể về thời gian tác động. Đối với các cú sốc sản lượng, ở trong kỳ đầu tiên, nó sẽ khơng tác động đến lạm phát nhưng đến kỳ thứ 2, nó sẽ tác động khoảng 4,48% đến lạm phát. Các tác động này sẽ tăng lên và sẽ đạt trạng thái ổn định sau quý thứ 4 với mức độ tác động khoảng hơn 7%. Trong khi đó, các cú sốc lãi suất có mức độ tác động tăng dần đến lạm phát và đạt trạng thái ổn định chậm hơn so với các cú sốc sản lượng. Các cú sốc lãi suất sẽ tác động đến lạm phát khoảng 1.68% ở kỳ thứ 2 và nó sẽ tăng dần tác động cho đến sau kỳ thứ 9, mức độ tác động sẽ ổn định và duy trì ở mức hơn 7%.
Cuối cùng, cú sốc giá xăng dầu, được giả định là biến ngoại sinh nhất trong mơ hình thì có ảnh hưởng tức thời đến lạm phát. Tuy nhiên, mức độ tác động của cú sốc giá xăng dầu lên lạm phát khơng nhiều và cũng sẽ nhanh chóng đạt trạng thái ổn định ở mức khoảng hơn 3% sau kỳ thứ 2.
0 20 40 60 80 100 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
DOIL INF GAP
DFD DINT
Variance Decomposition of INF
Hình 4.3: Kết quả phân rã phương sai trong mơ hình SVAR
4.3.5. Kết quả thực nghiệm từ mơ hình TVP – VAR với những biến động ngẫu nhiên
Mơ hình TVP – VAR với những biến động ngẫu nhiên được sử dụng để mô tả mối quan hệ động theo thời gian của các nhân tố ảnh hưởng đến lạm phát trong khoảng thời gian nghiên cứu. Thủ thuật ước lượng mơ hình TVP – VAR trong bài nghiên cứu này được tham khảo từ tác giả Nakajima (2011). Đây là một phương pháp được sử dụng rộng rãi để thiết lập cho các ước tính tiền nghiệm, đã được giới thiệu bởi Primiceri (2005). Trong các nghiên cứu về lạm phát của Việt Nam, đây là lần đầu tiên thủ thuật này được sử dụng. Do đó, các kết quả nghiên cứu này sẽ không so sánh với các nghiên cứu khác mà chỉ đưa ra phân tích rõ hơn về những biến động qua thời gian của các nhân tố có tác động đến lạm phát ở Việt Nam.
Trong phương pháp này, các ước tính tiền nghiệm được lựa chọn dựa trên các ước lượng từ mơ hình VAR không thay đổi theo thời gian trong giai đoạn nghiên
cứu. Mặc dù có sự hạn chế dữ liệu trong mẫu dữ liệu nghiên cứu nhưng bài nghiên cứu vẫn sẽ thực hiện các ràng buộc phân tích này bằng cách lựa chọn một ước tính tiền nghiệm phẳng (flat prior) cho trạng thái ban đầu của các biến. Các siêu tham số
, , được thiết lập như dưới đây:
( ) ( ) ( )
( ) ( ).
Đối với trạng thái ban đầu của các tham số, các thiết lập tiên nghiệm sẽ được thực hiện theo các cơng thức tính toán sau: , và
.
4.3.5.1. Quá trình tạo mẫu dữ liệu cho các ước tính tiên nghiệm và hậu nghiệm nghiệm
Để thực hiện tính tốn các ước lượng hậu nghiệm, trước tiên, bài nghiên cứu sẽ tạo ra 10.000 mẫu dữ liệu, trong đó, 1.000 mẫu đầu tiên sẽ bị loại bỏ khi thực hiện tính tốn các ước lượng hậu nghiệm. Hình 4.4 đưa ra kết quả về hàm tự tương quan mẫu, tương quan mẫu riêng phần và hàm phân phối về mức độ phân tán hậu nghiệm của các tham số được lựa chọn. Sau khi loại bỏ 1.000 mẫu đầu tiên, mẫu dữ liệu riêng phần trở nên khá ổn định, đồng thời việc tự tương quan trong mẫu dữ liệu đã giảm đi một cách ổn định. Ngoài ra, các chỉ báo cho phương pháp này trong việc tạo ra các mẫu dữ liệu cũng có mức độ tự tương quan thấp.
Hình 4.4: Kết quả ước lượng của mơ hình TVP – VAR cho dữ liệu đồng thời
4.3.5.2. Kết quả ước tính của mơ hình TVP – VAR
Bảng 4.13 đưa ra các ước lượng trung bình hậu nghiệm, độ lệch chuẩn, khoảng tin cậy 95%, kiểm định tính hội tụ CD (convergence diagnostics) của Geweke (1992), và hệ số không hiệu quả (inefficiency factors) của mẫu ước lượng được thiết lập từ thuật toán MCMC. Trong các kết quả ước lượng, với mức ý nghĩa thống kê lựa chọn trong bài là 10%, chỉ có ước lượng của có thể bác bỏ giả thiết Ho về sự hội tụ của phân phối hậu nghiệm; còn lại các tham số ước lượng của
, , dựa trên kết quả kiểm định sự hội tụ CD đều chấp nhận giả thiết Ho với mức ý nghĩa thống kê cao. Hệ số không hiệu quả (inefficiency factors) thấp cho thấy mẫu dữ liệu được tạo ra khá hiệu quả để thực hiện các ước lượng tham số cũng như ước lượng các biến số trạng thái. Để minh họa ý nghĩa của hệ số này (cột cuối cùng trong bảng), hệ số của = 13.14 cho thấy chúng ta có thể thu được M/13.14 = 761 mẫu không tương quan cho tham số này.
Bảng 4.13: Kết quả ước lượng mơ hình TVP – VAR
Parameter Mean Stdev 95%U 95%L Geweke Inef. sb1 0.0023 0.0003 0.0018 0.0029 0.1190 2.8100 sb2 0.0023 0.0003 0.0018 0.0029 0.7370 2.4200 sa1 0.0056 0.0017 0.0034 0.0098 0.3500 13.1400 sa2 0.0055 0.0016 0.0034 0.0097 0.4930 7.6500 sh1 0.0056 0.0017 0.0034 0.0098 0.0010 10.9300 sh2 0.0056 0.0016 0.0034 0.0095 0.2960 12.5600 TVP – VAR model (Lag = 2)
Iteration: 10000 Sigma(b): Diagonal
Nguồn: Tính tốn của tác giả
4.3.5.3. Các kết quả ước lượng hậu nghiệm trong biến động ngẫu nhiên của các cú sốc cấu trúc trong mơ hình TVP – VAR các cú sốc cấu trúc trong mơ hình TVP – VAR
Tiếp theo, bài nghiên cứu sẽ thực hiện phân tích kết quả ước lượng hậu nghiệm đối với các biến động ngẫu nhiên của các cú sốc cấu trúc theo thời gian (các thời điểm từ 0 – 30 sẽ tương ứng với khoảng thời gian nghiên cứu trong giai đoạn từ
quý 4 năm 2005 đến quý 4 năm 2014.3 Hình 4.5 cho thấy kết quả biến động của các cú sốc cấu trúc trong mơ hình TVP – VAR.
Hình 4.5: Kết quả ước lượng hậu nghiệm đối với các cú sốc cấu trúc trong mơ hình TVP – VAR
3
Từ các biến động trên hình 4.5, có thể thấy rằng, giá xăng dầu, lạm phát, thâm hụt ngân sách và lãi suất có những biến động khá tương đồng với nhau. Các biến số này có những biến động rất lớn trong giai đoạn từ thời điểm quý thứ 6 cho đến thời điểm quý thứ 11. Cụ thể, tại thời điểm quý thứ 6 (thời điểm quý 1 năm 2007), 4 cú sốc này có giá trị biến động dương và tăng dần, đạt đỉnh biến động dương ở trong thời điểm quý thứ 8 và quý thứ 9 (thời điểm quý 3 và quý 4 năm 2007). Sau đó, cả 4 biến số này đều chuyển chiều tác động, chuyển qua biến động âm. Cả 4 cú sốc này đạt đỉnh cực đại ở tác động âm ở thời điểm quý thứ 11 (thời điểm quý 2 năm 2008).
Kết quả này khá phù hợp với thực tế biến động của Việt Nam trong giai đoạn đó. Tại thời điểm đầu năm 2007, Việt Nam chính thức gia nhập WTO. Đây là thời điểm mà các nguồn vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài (FDI) và các nguồn vốn đầu tư gián tiếp nước ngoài (FII) chảy vào Việt Nam rất lớn, cung ngoại tệ gia tăng đột biến. Trong giai đoạn đó, để giữ mức tăng trưởng cho nền kinh tế, Ngân hàng nhà nước Việt Nam đã thực hiện chính sách giữ ổn định tỷ giá bằng cách mua vào 9 tỷ USD (tương ứng là việc “bơm” khoảng hơn 22 nghìn tỷ VND ra nền kinh tế). Điều này đã dẫn đến mức giá cả trong nước tăng mạnh, lạm phát gia tăng từ mức chỉ 6,57% trong năm 2006 lên mức 12,75% trong năm 2007 và đạt đỉnh là 19,47% trong năm 2008. Cùng với đó, chi tiêu Chính phủ trong thời gian đó cũng gia tăng đáng kể, dẫn tới thâm hụt ngân sách gia tăng và đạt đỉnh trong giai đoạn này. Nhận thấy tình hình bất ổn trong nền kinh tế do lạm phát quá cao, Ngân hàng Nhà nước đã thực hiện chính sách thắt chặt tiền tệ thông qua việc gia tăng lãi suất để kiềm chế lạm phát. Động thái này của Ngân hàng Nhà nước đã gây ra những phản ứng tiêu cực ngay tức thì trên thị trường tiền tệ và của các ngân hàng thương mại ở thời điểm đó.
Đồng thời, cũng ngay trong khoảng thời gian đó, cuộc khủng hoảng kinh tế tài chính tồn cầu nổ ra (q 3 năm 2008) đã tiếp tục dội thêm một “gáo nước lạnh” vào nền kinh tế Việt Nam, gây ra việc giảm đột ngột trong phản ứng của lạm phát, lãi suất cũng như của thâm hụt ngân sách. Khơng chỉ các cú sốc chính sách, tại thời điểm đó, giá xăng dầu trên thế giới cũng có những biến động tăng mạnh làm cho giá
xăng A92 trong nước cũng bị tác động khá lớn. Chính những nguyên nhân này đã tạo ra một điểm gãy cấu trúc trong giai đoạn nghiên cứu.
Tuy nhiên, do mục tiêu của Chính phủ trong thời gian đó la đảm bảo mức tăng trưởng kinh tế trong nền kinh tế nên biến động của lỗ hổng sản lượng ở thời điểm đó ít có sự biến động. Lỗ hổng sản lượng chỉ bắt đầu biến động mạnh ở khoảng kỳ thứ 15 (thời điểm quý 2 năm 2009) và càng ngày càng mở rộng cho đến hết quan sát của mẫu dữ liệu.
Nguyên nhân của biến động này có thể được giải thích như sau: Khi nhận thấy nền kinh tế có quá nhiều biến động bất ổn, Chính phủ đã khơng cịn đặt mục tiêu tăng trưởng kinh tế lên hàng đầu mà các chính sách sau đó được đưa ra nhằm mục đích ổn định nền kinh tế. Do đó, mức sản lượng thực trong nền kinh tế ngày càng có sự chênh lệch đáng kể so với mức sản lượng tiềm năng của nền kinh tế. Đỉnh điểm của sự điều chỉnh này là việc ban hành Nghị quyết số 11/NQ-CP ngày 24 tháng 2 năm 2011 “Về những giải pháp chủ yếu tập trung kiềm chế lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô, bảo đảm an sinh xã hội” với nội dung chủ yếu là chấp nhận giảm tốc độ tăng trưởng nhằm ổn định nền kinh tế vĩ mơ. Do đó, có thể thấy, 4 biến giá xăng dầu, lạm phát, lãi suất và thâm hụt ngân sách có những biến động rất lớn cho đến quý 2 năm 2008 nhưng đã dần ổn định hơn ở các thời điểm sau đó; trong khi lỗ hổng sản lượng thì ngược lại, có sự ổn định đến q 2 năm 2009 nhưng bắt đầu có những biến động rất mạnh ở những thời điểm sau đó.
4.3.5.4. Phân tích hàm phản ứng đẩy từ mơ hình TVP – VAR
Tiếp theo, bài nghiên cứu sẽ tiến hành thực hiện phân tích những phản ứng đẩy từ mơ hình TVP – VAR nhằm xem xét mức độ phản ứng của lạm phát đối với các nhân tố trong điều kiện có những biến động ngẫu nhiên. Hình 4.6 dưới dây thể hiện kết quả hàm phản ứng đẩy của lạm phát trước cú sốc từ các biến số tác động khác trong mơ hình VAR có các tham số thay đổi theo thời gian.
Những đường biểu diễn 2, 4, 8 period ahead chính là hàm phản ứng đẩy (với các tham số biến động) của các cú sốc trong 2, 4, 8 kỳ tiếp theo. Nói cách khác, đây
là những mẫu hình cho biết biến động (với các tham số thay đổi theo thời gian) của các cú sốc sau 2, 4, 8 kỳ. Những dự báo biến động sẽ được xem xét trong 38 kỳ (trục hoành thể hiện những biến động qua từng kỳ) để xem thử xem trong trường hợp các tham số thay đổi theo thời gian, mức độ phản ứng của các sú sốc sẽ diễn ra như thế nào.
Hình 4.6: Hàm phản ứng đẩy của các cú sốc các nhân tố đối với lạm phát trong mơ hình TVP – VAR
Ghi chú: Các cú sốc tác động đến lạm phát lần lượt tương ứng với các ký hiệu như sau: DOIL là các cú sốc về giá xăng dầu; GAP là các cú sốc về lỗ hổng sản lượng;
DFD là các cú sốc về thâm hụt ngân sách và INT là các cú sốc về lãi suất qua đêm
trên thị trường liên ngân hàng.
- Đối với cú sốc giá xăng dầu: Các cú sốc về giá xăng dầu làm gia tăng lạm
phát ở 2 kỳ sau đó với mức độ phản ứng khá lớn, trong khi lạm phát ở 4 kỳ và 8 kỳ tiếp theo giảm. Mức độ tác động của cú sốc giá xăng dầu nhìn chung có xu hướng giảm dần theo thời gian nhưng mức độ biến động cũng tương đối nhỏ.
- Đối với cú sốc lỗ hổng sản lượng: Cú sốc sản lượng gia tăng sẽ kéo theo lạm phát tăng, với mức độ phản ứng lớn nhất ở độ trễ 4 kỳ sau đó. Tuy nhiên, nhìn chung các cú sốc này ít có sự biến động theo thời gian mà hầu như giữ nguyên ảnh hưởng tới lạm phát.
- Đối với các cú sốc thâm hụt ngân sách: Các cú sốc trong thâm hụt ngân sách chính phủ làm gia tăng lạm phát ở 2 kỳ tiếp sau cú sốc, đạt đỉnh điểm trong khoảng kỳ thứ 23. Trong khi đó, phản ứng của lạm phát ở 4 thời kỳ sau cú sốc có nhiều biến động giống với trước đó 2 thời kỳ nhưng mức độ biến động ít hơn. Tác động của các cú sốc thâm hụt ngân sách sau 4 thời kỳ cũng đạt đỉnh ở sau khoảng 23 kỳ. Tuy nhiên, biến động sau 8 thời kỳ của cú sốc giảm dưới mức cân bằng và mức độ phản ứng không nhiều.
- Đối với các cú sốc chính sách tiền tệ: Phản ứng của lạm phát trước các cú
sốc chính sách tiền tệ trong giai đoạn nghiên cứu, có thể thấy rằng các tác động trong 2 thời kỳ, 4 thời kỳ và 8 thời kỳ có sự tách biệt khá rõ ràng. Các cú sốc sau 2 thời kỳ có tác động cao hơn các cú sốc trong 4 thời kỳ nhưng tác động nhỏ hơn sau 8 thời kỳ sau đó.
5. KẾT LUẬN VÀ HẠN CHẾ CỦA BÀI NGHIÊN CỨU 5.1. Kết luận của bài nghiên cứu 5.1. Kết luận của bài nghiên cứu
Bài nghiên cứu này được thực hiện 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 gốc, với mục đích xem thử các biến số tác động đến lạm phát của Việt Nam có giống như những tác động đến lạm phát của Ấn Độ hay không. Bài luận văn đã thực hiện được các phương pháp SVAR/TVP-VAR giống bài nghiên cứu gốc của 2 tác giả trên, tuy nhiên, trong phương pháp TVP-VAR, do