LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM : DIỄN BIẾN VÀ MÔ TẢ
3.4. Chênh lệch giá và kiểm định tính chất các biến hồi qui
Kết quả ước lượng giá trị cân bằng bên trên là cơ sở để nghiên cứu này tính tốn các chênh lệch giá. Tại thời điểm t nào đó, có hai chênh lệch giá mà tác giả phải tính
tốn đó là chênh lệch giá trong nước ký hiệu là GAPDt và chênh lệch giá nước ngồi ký hiệu là GAPFt. Cơng thức tính tốn hai giá trị này như phương trình [3.4] và [3.5] bên dưới:
[3.4] GAPDt (pt*– pt) (vt* – vt) + (yt – yt*)
[3.5] GAPFt (ptd*-ptd ) (ptf* + et – ert*) - ptd
Kết quả tính tốn GAPD và GAPF thể hiện ở hình vẽ 3.4 bên dưới. Hình vẽ này cho thấy GAPD dao động biến thiên, có tính chất chu kỳ. Trong khi đó GAPF lại có xu hướng giảm một cách nhất quán. Bởi vì cả hai biến này đều là hai biến đầu vào của mơ hình kinh tế lượng mà tác giả sẽ hồi qui, do vậy một lần nữa phải kiểm định tính dừng của chúng.
Bảng 3.6 bên dưới là kết quả kiểm định tính dừng của GAPD, GAPF và lạm phát. Kết quả kiểm định đối với lạm phát cho thấy chúng ta bác bỏ giả thuyết H0 cho cả biến dạng mức (level) lẫn biến sai phân bậc một. Nghĩa là chuỗi số liệu này vượt qua kiểm định nghiệm đơn vị, hay nói cách khác là số liệu là dừng cho cả giá trị lẫn sai phân bậc một.
Trong khi đó kiểm định ADF đối với GAPD và GAPF cho thấy không thể bác bỏ H0 (các giá trị p-value đều lớn hơn mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%), do vậy hai dãy số này có nghiệm đơn vị (do vậy sẽ là chuỗi khơng dừng). Trong khi đó, nếu lấy sai
phân bậc một của chúng thì kết quả kiểm định ADF lại bác bỏ giả thuyết H0. Điều này ngụ ý rằng, chúng tôi sẽ sử dụng giá trị sai phân bậc 1 của GAPD và GAPF để thực hiện các hồi qui thì sẽ khơng vi phạm giả thuyết hồi qui. Các biến này ký hiệu lần lượt là DGAPD và DGAPF.
Bảng 3.6 Kết quả kiểm định tính dừng của các biến hồi qui: lạm phát, chênh lệch giá trong nước và nước ngoài dưới dạng mức và sai phân.
INF DINF GAPD DGAPD GAPF DGAPF
Độ trễ (lag) 0 0 1 0 1 0
Dạng hồi qui N N T N T N
Thống kê t -3.9820 -8.9481 -2.1202 -6.2290 -1.1255 -5.4849 P-value 0.0002 0.0000 0.5217 0.0000 0.9138 0.0000 Durbin- Watson 2.0185 2.2896 1.6658 1.9606 1.7028 2.0436
Ghi chú: là dạng hồi qui: N (none) là khơng có hằng số hệ số trục tung và biến xu thế; C (constant, hệ số trục tung) là có biến hằng số hệ số trục tung và T (trend) là có đủ hằng số hệ số trục tung và xu thế.
Nguồn: Tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 3. 7 Ma trận tương quan giữa các biến hồi qui
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 ngoài. 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.
Bảng 3.8 Kết quả ước lượng.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DGAPD_1 0.048902 0.025193 1.941093 0.0603 DGAPF_1 0.586874 0.108462 5.410893 0.0000 DINF_1 0.020410 0.124899 0.163413 0.8711 DINF_2 -0.229276 0.125114 -1.832531 0.0754 C 0.000694 0.006126 0.113358 0.9104 AR(2) 0.084351 0.157616 0.535169 0.5959 AR(4) 0.669906 0.121584 5.509801 0.0000
R-squared 0.766834 Mean dependent var 0.000250
Adjusted R-squared 0.726863 S.D. dependent var 0.017711
S.E. of regression 0.009256 Akaike info criterion -6.375977
Sum squared resid 0.002999 Schwarz criterion -6.086365
Log likelihood 140.8955 F-statistic 19.18464
Durbin-Watson stat 2.067450 Prob(F-statistic) 0.000000
Inverted AR Roots .93 .00+.88i -.00-.88i -.93
Nguồn: Tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu.
Bảng 3.8 bên trên trình bày lại một kết quả ước lượng tốt nhất mà chúng tơi lựa chọn. Kết quả này có thể viết lại theo dạng phương trình như sau:
[3.7] ∆ =0.001 + 0.0489DGAPD_1 + 0.586DGAPF_1 + 0.020DINF_1 - 0.229DINF_2
Kết quả ước lượng tổng hợp này có R2 là 0.766 và R2 điều chỉnh là 0.726. Hệ số hồi qui DGAPD_1 đúng với kỳ vọng dấu với mức ý nghĩa 10%; hệ số hồi qui của biến DGAPF_1 đúng với kỳ vọng dấu với mức ý nghĩa 1%; hệ số hồi qui của biến
DINF_1 khơng có ý nghĩa ở 10% trong khi đó hệ số hồi qui của biến DINF_2 có
mức ý nghĩa là là 10% và mang dấu như kỳ vọng. Thống kê Durbin-Watson là 2.06 (tiệm cận với 2) chứng tỏ phương trình hồi qui này khơng có hiện tượng tương quan chuỗi (serial correlation) ở bậc 1.
Tác giả cũng kiểm chứng giả thuyết tương quan chuỗi ở bậc cao hơn bằng kiểm định Breusch-Godfrey LM ( Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test). Bảng
3.9 bên dưới cho thấy giá trị thống kê (n-p)R2 (0.318) là nhỏ hơn thống kê Chi bình phương (0.852), nghĩa là chấp nhận giả thuyết H0, điều này chứng tỏ hồi qui không bị hiện tương quan chuỗi ở bậc cao.
Bảng 3. 9 Kiểm định tương quan chuỗi Breusch-Godfrey LM.
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic 0.126070 Prob. F(2,33) 0.881976
Obs*R-squared 0.318473 Prob. Chi-Square(2) 0.852795
Nguồn: Tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu.
Để có kết quả thoả mãn yều cầu thống kê và các hệ số ước lượng có ý nghĩa giải
thích, tác giả đã đưa các biến điều chỉnh kỹ thuật vào mơ hình hồi qui là AR(2) và AR(4). Trong phần phụ lục V sẽ mơ tả q trình điều chỉnh này.
Kết quả hồi qui cho thấy sự biến động của lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu là
phụ thuộc đồng thời vào cả ba nhân tố quan trọng. Thứ nhất là chênh lệch giá trong nước, thứ hai là chênh lệch giá nước ngoài và thứ ba là biến động của lạm phát
trong quá khứ thông qua các độ trễ. Dưới đây sẽ là phân tích làm rõ về kết quả thực nghiệm này.
3.6. Phân tích kết quả thực nghiệm
Có ba kết luận quan trọng từ kết quả kiểm định mơ hình P-Star cho Việt Nam trong giai đoạn từ quí 2 năm 1995 đến quí 2 năm 2007. Kết luận đầu tiên là sự thích hợp trong việc lựa chọn mơ hình kiểm định. Hai kết luận kế tiếp là ý nghĩa kinh tế từ kết quả thực nghiệm và đó cũng là cơ sở cho đề nghị chính sách kiểm sốt lạm phát.
Thứ nhất, mơ hình P-Star thích hợp trong việc giải thích sự biến động lạm phát của
nền kinh tế Việt Nam. Điều này có nghĩa là, biến động giá cả trong dài hạn của Việt Nam phù hợp với qui luật của lý thuyết mà mơ hình P-Star xây dựng. Hay nói cách khác là những dao động của lạm phát trong dài hạn có tính hội tụ về giá trị cân
bằng. Điều này cũng đồng nghĩa rằng trong dài hạn, thu nhập, vòng quay tiền và tỷ giá đều có xu hướng hội tụ về giá trị cân bằng và lạm phát trong dài hạn là một hiện tượng tiền tệ. Song, trong ngắn hạn, lạm phát có thể gây ra bởi phía cung (sản lượng khác đi với sản lượng tiềm năng) hoặc từ phía cầu (do sự tăng cung tiền quá mức).
Đặc điểm của nền kinh tế Việt Nam chỉ phù hợp với mơ hình P-Star tổng hợp, với
sự có mặt đồng thời các nhân tố là GAPD, GAPF và biến động của lạm phát trong quá khứ (∆ ). Rõ ràng, Việt Nam là một nước nhỏ về thương mại và đầu tư khi mở cửa. Điều này cũng khơng có nghĩa là nền kinh tế này phụ thuộc hồn tồn, hay nói cách khác chính sách tiền tệ là mất tự chủ và nó cũng khơng có ý nghĩa nếu giả
định như là một nền kinh tế đóng.
Hai vấn đề cịn lại liên quan đến kết quả của hồi qui. Kết quả hồi qui tổng quát với sự có mặt của tất cả các biến giải thích là GAPD, GAPF và biến động lạm phát
trong quá khứ. Mơ hình hồi qui cho thấy, chênh lệch giá trong nước có tác động đến lạm phát với độ trễ là 1 q (GAPD_1) và chênh lệch giá nước ngồi cũng có
tác động lên lạm phát với độ trễ tương tự (GAPF_1). Trong khi đó, lạm phát ở q trước khơng có ý nghĩa thống kê trong giải thích lạm phát ở quí hiện tại. Nhưng
biến động của lạm phát với độ trễ 6 tháng (DINF_2) lại có ý nghĩa giải thích.
Thứ hai, giá cả hội tụ là một trong những giả thuyết căn bản của lý thuyết kinh tế vĩ
mô về dài hạn và đó cũng là giả thuyết cơ bản của mơ hình P-Star. Điều này đã được chứng minh là đúng cho giai đoạn nghiên cứu. Kết quả hồi qui cho thấy giá cả
có khuynh hướng hội tụ và lạm phát trong quá khứ có ảnh hưởng lên lạm phát ở
hiện tại sau 6 tháng. Kết quả hồi qui chỉ ra lạm phát ở giai đoạn hiện tại chịu tác động nhất định bởi lạm phát đã diễn ra 2 q trước đó. Cụ thể, 1% tăng lên lạm phát
hình hồi qui này, lạm phát của 1 quí trước ảnh hưởng đồng biến đến lạm phát của q hiện tại. Điều này có thể lý giải bằng lý thuyết kỳ vọng (thích nghi) rằng cứ lạm phát tăng lên liên tục trong vòng ba tháng thì người dân bắt đầu hình thành kỳ vọng tăng giá cho ba tháng tiếp theo. Tuy nhiên, lưu ý rằng hệ số hồi qui của biến DINF_1 khơng có có ý nghĩa thống kê. Trong khi đó, lạm phát của 2 q trước đó lại tác động nghịch biến đến lạm phát ở giai đoạn hiện hành. Đây là bằng chứng cho thấy nếu khơng có các điều tiết bất lợi từ chính phủ, giá cả tổng q có thể hội tụ ở giá trị cân bằng trong vòng 6 tháng như là một chu kỳ.
Thứ ba, nhân tố chính dẫn đến lạm phát của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu là
từ chênh lệch giá nước ngồi chứ khơng phải do chênh lệch giá trong nước. Kết quả
ước lượng cho biết 1% tăng lên của chênh lệch giá trong nước có khả năng tạo ra
0.048% tăng lên của lạm phát. Trong khi đó, cũng 1% tăng lên của chênh lệch giá nước ngoài lại có khả năng làm tăng lạm phát lên đến 0.586%. Tất cả các tác động này đều có ảnh hưởng lên lạm phát với độ trễ là 1 q. GAPF có ảnh hưởng mạnh
hơn so với GAPD chứng tỏ rằng, sự cứng nhắc của tỷ giá trong giai đoạn nghiên
cứu đã làm cho chính sách tiền tệ thụ động và đó là ngun nhân chính dẫn đến tăng lạm phát của Việt Nam.
3.7. Kết luận và gợi ý chính sách 3.7 1. Kết luận về kết quả thực nghiệm 3.7 1. Kết luận về kết quả thực nghiệm
Kết quả thực nghiệm cho thấy mô hình P-Star giải thích tốt biến động lạm phát của Việt Nam. Mặc dù, chênh lệch giá trong nước lẫn nước ngồi đều có ý nghĩa giải thích được sự thay đổi của lạm phát nhưng phần đóng góp của chênh lệch giá nước ngồi trong mơ hình hồi qui cho thấy biến này có tác động mạnh hơn so với chênh lệch giá trong nước.
Kết luận trên có thể trái ngược với nhiều nhận định gần đây (xem phần II) về
chính sách tiền tệ chủ động trong nước.20 Kết luận của nghiên cứu khơng hồn toàn phủ nhận nhận định này, song nó vẫn bảo lưu kết quả rằng trong giai đoạn nghiên cứu từ quí 2 năm 1995 đến quí 2 năm 2007 nhân tố tạo ra lạm phát chủ yếu là kênh tỷ giá hơn là cung tiền trong nước. Điều này cũng hợp lý vì tỷ giá VND cho dù là giảm giá so với USD theo thời gian nhưng sự giảm giá này vẫn nằm trong biên độ dao động chứ không phải là linh hoạt. Sự kìm giữ tỷ giá như vậy đã đẩy chính sách tiền tệ trở nên thụ động trong kiểm soát cung tiền.
Kết quả phân tích cũng xác nhận lạm phát của Việt Nam không những phụ thuộc vào sự biến động của cung và cầu như lý thuyết truyền thống về lạm phát giải thích. Các phương trình hồi qui, cho dù ở dạng mô phỏng nào, đều xác nhận tầm quan