CHƯƠNG 3 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
3.2 Kết quả hồi quy giữa lạm phát và dự trữ ngoại hối trong mối quan hệ vớ
các lựa chọn chính sách bộ ba bất khả thi
Phần này khảo sát mối quan hệ giữa lạm phát với dự trữ ngoại hối và bộ ba bất khả thi dựa vào mơ hình hồi quy (11) trong cả hai trường hợp có và khơng có biến tương tác TLM*(IR/GDP). Trong mỗi trường hợp, do biến TLM trong mơ hình đo lường 2 trong 3 chỉ số ES, MI, FO nên có 3 kết quả hồi quy theo ES – MI; ES – FO; MI – FO.
Bảng 3.5 trình bày kết quả hồi quy đầu tiên – tương quan tuyến tính giữa tỷ lệ
lạm phát và dự trữ ngoại hối trong mối liên hệ với các lựa chọn chính sách. Mơ hình này chưa bao gồm biến giả kiểm sốt lạm phát. Có 6 kết quả hồi quy, cụ thể:
Trường hợp (1), mơ hình gồm các biến IR/GDP, ES, MI.
Trường hợp (2) mơ hình gồm các biến IR/GDP, ES, MI, ES*(IR/GDP), MI*(IR/GDP).
Trường hợp (3) mơ hình gồm các biến IR/GDP, ES, FO.
Trường hợp (4) mơ hình gồm các biến IR/GDP, ES, FO, ES*(IR/GDP), FO*(IR/GDP).
Trường hợp (5) mơ hình gồm các biến IR/GDP, MI, FO.
Trường hợp (6) mơ hình gồm các biến IR/GDP, MI,FO, ES*(IR/GDP), FO*(IR/GDP).
Bảng 3.5: Kết quả hồi quy tỷ lệ lạm phát - dự trữ ngoại hối, bộ ba bất khả thi (khơng có biến giả)
Các biến (1) (2) (3) (4) (5) (6)
IR/GDP 0,4967*** 1,7664 0,6795*** 6,9443*** 0,4331*** 2,3704**
(0,1443) (3,6798) (0,1624) (2,5643) (0,1353) (1,1538)
ES -0,1515 0,1079 -0,4175** 0,439
ES* (IR/GDP) -1,8045 -4,3808 (3,4787) (2,6611) MI 0,1691*** 0,0037 0,1815*** 0,0705 (0,0631) (0,1811) (0,0632) (0,1658) MI* (IR/GDP) 0,8646 0,3149 (1,0407) (0,9307) FO 0,2037* 0,7105* 0,0004 0,7812** (0,1215) (0,3619) (0,0894) (0,3154) FO* (IR/GDP) -4,4207** -4,2485** 1,6727 (1,7098) R2 0,33 0,35 0,27 0,41 0,31 0,41 R2 hiệu chỉnh 0,28 0,28 0,22 0,35 0,26 0,35 Số quan sát 52 52 52 52 52 52
(số trong ngoặc là sai số chuẩn của hồi quy; ***p<0,01; **p<0,05; *p<0,1),
(Nguồn: tính tốn của tác giả)
Khác với kết quả hồi quy của hai nước Trung Quốc và Ấn Độ trong nghiên cứu của Aizenman và Sengupta (tháng 11, 2011), trong đó việc tăng tỷ lệ dự trữ ngoại hối không tác động đến tỷ lệ lạm phát cao. Tại Việt Nam, theo bảng kết quả trên, có thể thấy dự trữ ngoại hối cao có mối quan hệ tuyến tính đồng biến đối với lạm phát. Điều này thấy rõ tại cột (1), (3), (4), (5) và (6), là các cột có mức ý nghĩa chấp nhận được. Mối quan hệ này gợi ý rằng Việt Nam chưa thực hiện tốt việc ngăn chặn tác động của việc gia tăng dự trữ lên giá cả nội địa. Tuy nhiên, khi thêm vào mơ hình các biến tương tác, ta thấy tác động của dự trữ ngoại hối đến lạm phát giảm xuống đáng kể nhờ các biến tương tác (cột 2,4,6). Điều này hàm ý các chính sách vĩ mơ cũng phát huy tác dụng tốt cho mục tiêu kiềm chế lạm phát khi gia tăng dự trữ ngoại hối.
Trong bảng này, các hệ số hồi quy của chính sách ổn định tỷ giá khơng có ý nghĩa thống kê cao, do đó, ta chưa thể kết luận chính sách ổn định tỷ giá có tác động đến tỷ lệ lạm phát.
Đối với chính sách độc lập tiền tệ, khi xét riêng lẻ thì chính sách tiền tệ tương quan dương với tỷ lệ lạm phát, nhưng các hệ số không cao chứng tỏ tác động của chính sách tiền tệ riêng rẽ khơng lớn lắm. Hơn nữa, khi xét thêm sự kết hợp giữa chính sách tiền tệ và dự trữ ngoại hối, các hệ số hồi quy lại khơng có ý nghĩa thống kê.
Đa số các hệ số hồi quy của chính sách hội nhập tài chính đều có ý nghĩa thống kê. Khi xét riêng tác động của hội nhập tài chính đến lạm phát, ta thấy có mối tương quan dương. Trong đó, trường hợp kết hợp giữa chính sách hội nhập tài chính và ổn định tỷ giá, ta thấy tác động của chính sách hội nhập tài chính đến tỷ lệ lạm phát lớn hơn trong trường hợp kết hợp giữa chính sách hội nhập tài chính và độc lập tiền tệ. Điều này hàm ý trong q trình hội nhập tài chính, nếu có thể thực hiện chính sách tiền tệ độc lập hiệu quả có khả năng làm giảm áp lực lạm phát. Tuy nhiên, khi đặt trong mối tương tác với dự trữ ngoại hối, các hệ số của biến tương tác mang dấu âm. Điều này chứng tỏ dự trữ ngoại hối giúp trung hòa và làm đổi chiều ảnh hưởng của hội nhập tài chính đến lạm phát, tạo điều kiện để quốc gia có thể hội nhập sâu hơn vào thị trường thế giới mà vẫn không lo lắng về tỷ lệ lạm phát cao.
Để đảm bảo độ tin cậy của kết quả hồi quy, ta thực hiện một số kiểm định. Thứ nhất, xem xét sự tương quan giữa các biến độc lập thông qua hệ số tương quan và hiệp phương sai.
Bảng 3.6: Hệ số tương quan và hiệp phương sai giữa các biến độc lập ES, MI, FO và IR/GDP
CHỈ SỐ IR/GDP ES MI FO IR/GDP Corr Cov 1
0,003934 ES Corr Cov 0,372411 0,001563 1 0,004478 MI Corr Cov 0,125655 0,001056 -0,11412 -0,00102 1 0,017947
FO Corr Cov 0,103579 0,000614 -0,56819 -0,00359 -0,07495 -0,00095 1 0,008927
(Nguồn: tính tốn của tác giả)
Nhìn vào Bảng 3.6, ta thấy hệ số tương quan và hiệp phương sai giữa các biến độc lập trong mơ hình khơng cao, chứng tỏ các biến độc lập tương đối với nhau. Chỉ có hệ số tương quan giữa ES và MI đạt mức trung bình, tuy nhiên hiệp phương sai giữa hai biến này vẫn có giá trị rất thấp. Do đó, ta xem như các biến trong mơ hình nghiên cứu độc lập với nhau.
Thứ hai, kiểm định sự phù hợp của mơ hình. Giả thiết đặt ra cho mỗi mơ hình hồi quy là:
Giả thiết H0: β1 = β2 = ... = βk = 0;
Giả thiết H1: Tồn tại ít nhất một hệ số βi khác 0.
Ta có các giá trị kiểm định F theo mơ hình và F theo lý thuyết với mức ý nghĩa α = 0,01 theo bảng sau:
Bảng 3.7: Các giá trị F của các mơ hình hồi quy
Giá trị F (1) (2) (3) (4) (5) (6)
F 7.72 5.04 5.85 6.39 7.12 6.5
fα(k-1,n-k) 5.06 3.75 5.06 3.75 5.06 3.75
(Nguồn: tính tốn của tác giả)
Ta thấy tất cả các giá trị F của mơ hình đều lớn hơn giá trị fα(k-1,n-k) lý thuyết. Do đó, bác bỏ H0 và chấp nhận H1 tại mức ý nghĩa 1%, tức có sự tương quan hay tồn tại mối quan hệ giữa các biến của mơ hình.
Để loại bỏ được sự biến động của lạm phát trong các năm lạm phát phi mã, có khả năng ảnh hưởng đến kết quả hồi quy, đưa thêm vào mơ hình biến giả D kiểm sốt lạm phát. D nhận giá trị 1 khi tỷ lệ thay đổi lạm phát của quý này so với quý trước
lớn hơn 50%, D bằng 0 khi tỷ lệ thay đổi nhỏ hơn hoặc bằng 50%. Ta có bảng kết quả thứ 2.
Bảng 3.8: Kết quả hồi quy tỷ lệ lạm phát - dự trữ ngoại hối, bộ ba bất khả thi (thêm biến giả D)
Các biến (1) (2) (3) (4) (5) (6) IR/GDP 0,4864*** 2,7099 0,6712*** 7,3239*** 0,3999*** 2,2611* (0,1403) (3,5893) (0,1581) (2,4894) (0,1346) (1,1325) ES -0,211 0,1707 -0,4817** 0,4415 (0,1347) (0,4873) (0,1822) (0,4033) ES* (IR/GDP) -2,7032 -4,9595* (3,3936) (2,5919) MI 0,1692*** 0,0267 0,1869*** 0,0665 (0,0613) (0,1756) (0,0622) (0,1625) MI* (IR/GDP) 0,6958 0,3747 (1,0101) (0,9127) FO 0,2076* 0,6342* 0,0299 0,7862** (0,1184) (0,3524) (0,0888) (0,3091) FO* (IR/GDP) -4,0656** -4,1583** (1,6287) (1,6764) D -0,0377* -0,0393** -0,0382* -0,0374** -0,0316 -0,0309* (0,0192) (0,0193) (0,02) (0,0185) (0,0194) (0,0182) R2 0,38 0,41 0,32 0,46 0,34 0,45 R2 hiệu chỉnh 0,32 0,33 0,26 0,39 0,29 0,38 Số quan sát 52 52 52 52 52 52
(số trong ngoặc là sai số chuẩn của hồi quy; ***p<0,01; **p<0,05; *p<0,1),
(Nguồn: tính tốn của tác giả)
So với Bảng 3.5, kết quả tại Bảng 3.8 không thay đổi nhiều về mức ý nghĩa, độ lớn các hệ số và chiều của các mối tương quan. Dự trữ ngoại hối vẫn tương quan dương với tỷ lệ lạm phát. Trong khi đó, ổn định tỷ giá vẫn khơng có ý nghĩa thống kê, độc lập tiền tệ có tương quan dương nhưng khi đặt trong mối quan hệ với dự trữ
ngoại hối vẫn khơng có tác động rõ ràng đến tỷ lệ lạm phát. Tác động của dữ trự ngoại hối chỉ thể hiện rõ ràng nhất khi kết hợp với chính sách hội nhập tài chính. Sự kết hợp này cũng giống với kết quả khảo sát khi khơng có biến giả, đó là dự trữ ngoại hối giúp giảm bớt tác động của hội nhập tài chính đến tỷ lệ lạm phát, tạo điều kiện hội nhập sâu hơn nhưng vẫn kiểm soát được lạm phát.