Khơng tính độ trễ DINF GAPD GAPF
DINF 1.000000 0.132983 -0.059481
GAPD 0.132983 1.000000 0.062175
GAPF -0.059481 0.062175 1.000000
Trễ 1 quí DINF DGAPD_1 DGAPF_1
DINF 1.000000 0.323171 0.642484
DGAPD_1 0.323171 1.000000 0.178325
DGAPF_1 0.642484 0.178325 1.000000
Nguồn: Tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 3.8 ở trên là ma trận tương quan giữa các biến hồi qui sẽ thực hiện trong mục 3.5. Ma trận trên cho thấy quan hệ giữa sự thay đổi của lạm phát (DINF) và GAPF là âm. Dấu hiệu này sai với kỳ vọng dấu ban đầu về mặt lý thuyết. Trong khi đó độ trễ 1 của GAPD và GAPF có tương quan dương, đúng theo kỳ vọng dấu của
phương trình hồi qui lý thuyết. Điều này gợi ý rằng, sử dụng độ trễ sẽ có ý nghĩa hơn trong các phương trình hồi qui.
Hình 3.4 GAPD và GAPF dạng mức và I(1).
Nguồn: Vẽ từ số liệu tính tốn của tác giả.
Hình 3.4 bên trên vẽ lại các chênh lệch giá trong nước và nước ngoài ở dạng giá trị và dạng sai phân bậc I, gọi là I(1). Chênh lệch giá trong nước dưới dạng sai phân (DGAPD) của Việt Nam cho thấy những năm trước 1999 là mang giá trị âm, trong khi đó giai đoạn từ 1999 đến 2001 là dương và trong giai đoạn sau lại là âm. Kể từ năm 2006 khoảng cách giá trong nước lại tăng lên rất nhanh. Đối với khoảng cách giá nước ngoài dưới dạng sai phân (DGAPF) thì sự biến thiên có tính dao động
-.15 -.10 -.05 .00 .05 .10 .15 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 GAPD -.20 -.15 -.10 -.05 .00 .05 .10 .15 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 GAPF -.10 -.05 .00 .05 .10 .15 .20 .25 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 DGAPD -.05 -.04 -.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 DGAPF
mạnh và mang tính chu kỳ ngắn hơn. Phần bên dưới sẽ kiểm chứng tác động của các khoảng cách giá này lên biến thiên lạm phát của Việt Nam.
3.5. Lựa chọn mơ hình thích hợp
Như đã giới thiệu ở mục 3.1, chúng ta có thể giả định những mơ hình khác nhau khi phân tích cho Việt Nam. Chẳng hạn như hồi qui mơ hình trong đó giả định Việt
Nam như là nền kinh tế đóng hoặc là nền kinh tế mở với tỷ giá hoàn toàn cố định. Tác giả cũng đã thực hiện các hồi qui trên số liệu của Việt Nam dựa trên hai kịch bản giả thuyết này. Tuy nhiên, kết quả hồi qui cho thấy chúng không thoả mãn các yêu cầu về thống kê (xem phụ lục VI và VII). Chỉ có phương trình hồi qui tổng qt với sự có mặt đồng thời biến GAPD và GAPF mới đảm bảo các kiểm định thống kê lẫn có ý nghĩa giải thích.
Bối cảnh của nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu cho thấy biến động của lạm phát phải là một sự tổng hợp đầy đủ cả nhân tố bên trong lẫn bên ngoài
quốc gia. Với những cải cách kinh tế về thương mại và đầu tư những năm giữa thập niên 80s, giả định Việt Nam được là một nền kinh tế mở và nhỏ là hợp lý. Chế độ tỷ giá của Việt Nam cũng không phải là tỷ giá cố định hoàn toàn mà là dao động trong biên độ cho phép. Với những đặc điểm như vậy, sự biến động giá đều có thể bắt
nguồn từ chính những chính sách bên trong lẫn những biến động giá đến từ bên
ngồi. Điều đó có nghĩa là một mơ hình kiểm chứng thích hợp cho Việt Nam phải có mặt đồng thời cả chênh lệch giá trong nước lẫn chênh lệch giá nước ngồi. Khi
đó phương trình hồi qui sẽ là:
[3.6] ∆ = + ∑(DGAPD)t-i + ∑(DGAPF)t-j + ∑∆ +
Trong mơ hình hồi qui này, kỳ vọng dấu lý thuyết của và là dương và của là âm. Giá trị tương đối giữa và cho biết thêm tầm quan trọng ảnh hưởng của chúng lên chiều hướng lạm phát của chúng. Nếu > thì tác động của GAPD lên biến động của lạm phát có tính quan trọng tương đối hơn là tác động của GAPF, và ngược lại.
Trong hồi qui này, các độ trễ cũng được thử lần lượt từ 1 đến 4 để tìm kiếm một mơ hình có khả năng giải thích tốt nhất biến động lạm phát cũng như thoả mãn các yêu cầu của tính chất thống kê.
Về khía cạnh kinh tế lượng, ngồi những việc kiểm tra tính chất những biến đầu vào của mơ hình, chẳng hạn như tính dừng của các chuỗi dữ liệu. Tác giả cũng xem xét lựa chọn mơ hình hồi qui mà kết quả có ý nghĩa giải thích đồng thời thoả mãn các
giả thuyết về hồi qui về chuỗi thời gian.