Đồ thị 2.6 : Mức lạm phát Việt Nam giai đoạn 2007 – 2012
5. Nội dung nghiên cứu:
2.2. Mô hình nghiên cứu thực nghiệm
2.2.1. Phương pháp xử lý số liệu
Dữ liệu sau khi đƣợc thu thập về sẽ đƣợc đƣa vào xử lý, phân tích theo quy trình bảy bƣớc mơ tả theo quy trình sau:
2.2.2. Tiến hành hồi quy mơ hình 2.2.2.1. Thống kê mô tả
Bảng 2.1 dƣới đây sẽ mơ tả tính chất các biến cơ sở mà luận văn sử dụng để thực hiện mơ hình hồi quy với 72 quan sát.
- Mean cho biết giá trị trung bình của từng biến
- Median là trung vị, median sẽ tách mẫu quan sát thành hai phần bằng nhau, một phần lớn hơn số median và một phần bé hơn median.
- Maximum là giá trị cục đại của chuỗi quan sát - Minimum là giá trị cực tiểu của chuỗi
Mã hóa biến, nhập số liệu vào Eview 6.0, và lấy log giá trị các biến Tính tốn các chỉ tiêu thống kê mô tả: Mean, Median, Min, Max, Sai số chuẩn…
Kiểm định tính dừng của chuỗi số liệu bằng phƣơng pháp ADF Chạy mơ hình hồi quy
Kiểm định các khuyết tật của mơ hình: tƣơng quan chuỗi, đa cộng tuyến…
- Std. Dev. là độ lệch chuẩn cho biết mức độ giao động của các biến xung quanh giá trị trung bình của biến đó.
Bảng 2.1: Các chỉ tiêu thống kê mô tả của các biến
LP GDP M2 OIL EX Mean 0.018146 93890.43 847246.8 49.81597 15503.92 Median 0.01452 86218 391076.5 34.14 15684.5 Maximum 0.089687 188056 3158074 140 21034 Minimum -0.01535 41609 37159 12.09 11000 Std. Dev. 0.021436 36170.8 943869.2 31.44696 2756.793 Observations 72 72 72 72 72
2.2.2.2. Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu
Chuỗi dữ liệu sau khi lấy log và tiến hành kiểm định tính dừng dựa trên phƣơng pháp ADF (Augmented Dickey-Fuller). Độ trễ trong kiểm định ADF đƣợc lựa chọn dựa trên các chỉ tiêu AIC (Akaike Information Criterion) và SIC (Schwarz Information Criterion). Kết quả phân tích tính dừng ADF (bảng 2.2 và 2.3) cho thấy chuỗi lạm phát lp (theo tiêu chí SIC) và chuỗi khoảng chênh sản lƣợng gap dừng ở mức ý nghĩa 1%, tất cả chuỗi dữ liệu cịn lại đều khơng dừng ở các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Tuy nhiên dựa trên cả hai tiêu chí thì tất cả sai phân bậc 1 của các chuỗi dữ liệu còn lại đều dừng ở mức ý nghĩa 1% bao gồm: d(lm2), d(lex), d(loil).
Nhƣ vậy các chuỗi lp, gap, d(lm2), d(lex), d(loil) sẽ đƣợc sử dụng trong mơ hình hồi quy.
Bảng 2.2: Kết quả kiểm định tính dừng các chuỗi dữ liệu (Tiêu chuẩn AIC)
Chuỗi Kiểm định ADF ( Tối đa 8 độ trễ - Tiêu chuẩn AIC) Kết luận
P_value ADF 1% 5% 10% lp 0.0151 -3.3822 -3.5315 -2.9055 -2.5902 Dừng gap 0.0031 -3.9346 -3.5365 -2.9076 -2.5913 Dừng lm2 0.6128 -1.3263 -3.5285 -2.9041 -2.5895 Không dừng d(lm2) 0.0000 -6.4027 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng lex 0.8582 -0.6225 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng d(lex) 0.0000 -8.4371 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng loil 0.7008 -1.1271 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng d(loil) 0.0000 -7.1560 -3.5285 -2.9041 -2.5895 Dừng
Bảng 2.3: Kết quả kiểm định tính dừng các chuỗi dữ liệu (Tiêu chuẩn SIC)
Kiểm định ADF ( Tối đa 8 độ trễ - Tiêu chuẩn SIC) Kết luận
P_value ADF 1% 5% 10% lp 0.0002 -4.6218 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Dừng gap 0.0001 -5.0729 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng lm2 0.6258 -1.2991 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng d(lm2) 0.0000 -6.4027 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng lex 0.8582 -0.6225 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng
d(lex) 0.0000 -8.4371 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng
loil 0.7008 -1.1271 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng
d(loil) 0.0000 -8.1208 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng
2.2.2.3. Xác định độ trễ tối ưu
Việc xác định độ trễ của biến độc lập căn cứ vào chỉ tiêu AIC (Akaike Information Criterion) và SIC (Schwarz Information Criterion)
Bảng 2.4: Kết quả xác định độ trễ tối ƣu cho các biến theo AIC và SIC
Độ trễ 0 1 2 3 4 5 6
AIC -10.8522 -20.3970 -20.5845 -20.9008 -20.8134 -21.2772 -21.31*
SIC -10.6863 -19.40* -18.7598 -18.2467 -17.3299 -16.9642 -16.173
Thơng thƣờng khi dựa trên hai tiêu chí này thì độ trễ tối ƣu sẽ là độ trễ mà có hai chỉ tiêu này là nhỏ nhất. Nhƣ vậy nếu dựa trên AIC thì độ trễ tối ƣu bằng 6. Nếu dựa trên SIC thì độ trễ tối ƣu là 1, nhƣng thiết nghĩ độ trễ bằng 1 chƣa phản ánh đầy đủ và chính xác các nhân tố tác động đến lạm phát, vì thế luận văn sẽ chọn độ trễ tối ƣu bằng 6 để đƣa vào mơ hình hối quy.
2.2.3. Kết quả mơ hình hồi quy
‾ Biến phụ thuộc là lp (tỷ lệ lạm phát)
‾ Biến giải thích là các biến nhƣ: kỳ vọng lạm phát (các độ trễ của lp), khoảng chênh sản lƣợng gap, sai phân bậc nhất của log cung tiền, sai phân bậc nhất của log giá dầu thô, sai phân bậc nhất của log tỷ giá VND/USD và 6 độ trễ của các biến độc lập trên
Bảng 2.5: Kết quả mơ hình hồi quy Biến (Variable) Hệ số hồi quy (Coefficient) Sai số chuẩn (Std. Error) Thống kê t (t_statistic) P_value (Probability) lp(-1) 0.61084 0.17173 3.55686 0.0013*** lp(-2) -0.17042 0.19790 -0.86114 0.396 lp(-3) 0.16748 0.23771 0.70457 0.4865 lp(-4) 0.42743 0.22704 1.88256 0.0695* lp(-5) -0.30862 0.24475 -1.26091 0.2171 lp(-6) 0.08352 0.19943 0.41880 0.6783 d(lm2) -0.14644 0.07351 -1.99198 0.0555* d(lm2(-1)) 0.20273 0.08631 2.34874 0.0256** d(lm2(-2)) -0.07375 0.09643 -0.76475 0.4504 d(lm2(-3)) -0.06919 0.10544 -0.65618 0.5167 d(lm2(-4)) 0.16432 0.08267 1.98762 0.056* d(lm2(-5)) -0.02142 0.06542 -0.32735 0.7457 d(lm2(-6)) -0.07989 0.05951 -1.34219 0.1896 gap -0.05402 0.19736 -0.27373 0.7862 gap(-1) -0.25854 0.19084 -1.35473 0.1856 gap(-2) -0.13325 0.16773 -0.79440 0.4332
gap(-3) -0.02159 0.19845 -0.10880 0.9141 gap(-4) -0.27423 0.19168 -1.43069 0.1629 gap(-5) 0.10581 0.24088 0.43925 0.6636 gap(-6) 0.47018 0.23558 1.99585 0.0551* d(lex) 0.04828 0.13446 0.35909 0.722 d(lex(-1)) 0.39161 0.14090 2.77939 0.0093*** d(lex(-2)) 0.187017 0.15137 1.23547 0.2262 d(lex(-3)) -0.29181 0.14882 -1.96072 0.0593* d(lex(-4)) -0.03929 0.16978 -0.23142 0.8186 d(lex(-5)) -0.10948 0.16577 -0.66038 0.5141 d(lex(-6)) 0.06514 0.15645 0.41639 0.6801 d(loil) 0.04380 0.01519 2.88191 0.0072*** d(loil(-1)) 0.03957 0.01800 2.19829 0.0358** d(loil(-2)) 0.01259 0.01832 0.68725 0.4972 R2 0.8131 R2-Hiệu chỉnh 0.6013 Thống kê F 3.8394 P_value (TK F) 0.000167 Dubin-Watson 2.1106
Nhìn vào kết quả hồi quy của mơ hình ta nhận thấy hệ số R2-Hiệu chỉnh bằng 0.6013 (60.13%), có nghĩa là các biến độc lập trong mơ hình đã giải thích đƣợc hơn 60% sự biến động của lạm phát, gần 40% cịn lại sẽ dƣợc giải thích bởi những yếu tố khác.
Ngồi ra giá trị P_value của thống kê F bằng 0.000167 < 1%, nhƣ vậy chúng ta có đủ cơ sở để bác bỏ giả thuyết H0 (Ho: khơng có nhân tố nào trong mơ hình tác động đến lạm phát). Và có thể đƣa ra kết luận trong mơ hình nghiên cứu của luận văn sẽ có ít nhất một nhân tố tác động đến lạm phát tại Việt Nam.
Theo lý thuyết kinh tế lƣợng, một trong những dấu hiệu nhận biến hiện tƣợng hồi quy giả mạo là R2
lớn hơn hệ số Dubin – Watson. Nhƣng kết quả
nghiên cứu cho thấy R2 (= 0.8131) nhỏ hơn hệ số Dubin – Watson (= 2.1106),
nhƣ vậy ta có thể kết luận kết quả hồi quy khơng phải giả mạo.
Từ kết quả của mơ hình, luận văn lọc ra những biến độc lập thật sự có ảnh hƣởng đến tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam và đƣợc trình bày ở bảng 2.6:
Bảng 2.6: Chọn lọc các biến có ý nghĩa thống kê
Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t P_value
lp(-1) 0.61084 0.17173 3.55686 0.0013*** lp(-4) 0.42743 0.22704 1.88256 0.0695* d(lm2) -0.14644 0.07351 -1.99198 0.0555* d(lm2(-1)) 0.20273 0.08631 2.34874 0.0256** d(lm2(-4)) 0.16432 0.08267 1.98762 0.056* gap(-6) 0.47018 0.23558 1.99585 0.0551*
d(lex(-1)) 0.39161 0.14090 2.77939 0.0093***
d(lex(-3)) -0.29181 0.14882 -1.96072 0.0593*
d(loil) 0.04380 0.01519 2.88191 0.0072***
d(loil(-1)) 0.03957 0.01800 2.19829 0.0358**
***, **,* : Biến có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5%, 10%. 2.2.4. Thảo luận kết quả
2.2.4.1. Sự tác động của biến kỳ vọng lạm phát đến tình hình lạm phát
Theo kết quả hồi quy ta có thể kết luận rằng lạm phát ở nƣớc ta chịu tác động rất mạnh của yếu tố tâm lý hay còn gọi là lạm phát kỳ vọng, và mối quan hệ giữa chúng là cùng chiều (tƣơng quan dƣơng). Điều này có ý nghĩa là nếu quý này xảy ra lạm phát tăng cao thì cơng chúng cũng kỳ vọng rằng lạm phát sẽ tiếp tục tăng thời gian tiếp theo. Hệ số hồi quy của biến lp(-1) là 0.6108 và có ý nghĩa ở mức 1%, nhìn vào bảng kết quả trên thì đây chính là nhân tố tác động mạnh nhất đến sự biến động của lạm phát. Ngoài ra, yếu tố tâm lý về kỳ vọng về lạm phát còn kéo dài đến quý thứ tƣ thể hiện ở hệ số hồi quy biến lp(-4) là 0.4274 có ý nghĩa ở mức 10%.
Sở dĩ yếu tố này tác động mạnh đến tình hình lạm phát có thể đƣợc giải thích nhƣ sau do xuất phát từ việc phản ứng chậm trễ của các chính sách và biện pháp kiềm chế lạm phát của Chính phủ và Ngân hàng Nhà nƣớc khiến ngƣời dân họ không cảm thấy và tin tƣởng rằng tình hình lạm phát sẽ đƣợc kiểm soát nghiêm túc và hiệu quả, điều này làm cho họ duy trì một tâm lý kỳ vọng lạm phát tiếp tục tăng lên trong thời gian tiếp theo. Hơn nữa, mặt bằng giá chung còn
tiếp tục gia tăng do hành vi cố tình tăng giá của một bộ phận khơng nhỏ các nhà cung cấp mà ngƣời ta vẫn gọi là hiện tƣợng “té nƣớc theo mƣa”.
Kết luận này cũng trùng khớp với một số kết quả nghiên cứu trƣớc đây nhƣ nghiên cứu của Phạm Thế Anh (2009), Phạm Thị Thu Trang (2009), và Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010)…Họ cũng kết luận rằng lạm phát của các quý trƣớc có ảnh hƣởng lớn đến lạm phát của quý hiện tại. Nhƣ vậy có thể thấy rằng lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 1995 – 2012 chịu tác động rất mạnh bởi yếu tố tâm lý. Kết luận này chúng ta sẽ rất ít gặp trong các bài nghiên cứu về lạm phát ở nƣớc ngồi, đặc biệt là các nƣớc có tỷ lệ lạm phát thấp và ổn định thì tâm lý về kỳ vọng lạm phát của ngƣời dân sẽ tích cực hơn so với ở Việt Nam chúng ta, điều này cũng do mặt bằng giá cả của chúng ta luôn cao hơn so với các nƣớc trên thế giới.
2.2.4.2. Sự tác động của yếu tố cung tiền đến tình hình lạm phát
Trong bài nghiên cứu của tác giả Trƣơng Quang Hùng và Nguyễn Hoài Bảo (2004) đã đƣa ra kết luận hầu nhƣ khơng có mối quan hệ rõ ràng giữa việc tăng cung tiền và tăng giá trong giai đoạn 1996 - 2003 tại Việt Nam. Nhƣng kết quả nghiên cứu của luận văn cho thấy có mối quan hệ tƣơng quan dƣơng giữa cung tiền và tỷ lệ lạm phát tại Việt Nam nhƣng có một độ trễ nhất định, và ảnh hƣởng của yếu tố tiền tệ đến lạm phát không mạnh bằng yếu tố tâm lý kỳ vọng.
Hệ số hồi quy của biến dlm2 là -0.1464 và có ý nghĩa ở mức 10%, điều này có nghĩa là khi cung tiền quý này tăng thì cũng chƣa làm tăng ngay tình hình lạm phát, mà thậm chí cịn có chiều hƣớng tác động ngƣợc lại. Nhƣng sau một quý kể từ khi tăng cung tiền thì bắt đầu gây áp lực gia tăng lạm phát, thể hiện ở hệ số hồi quy của biến dlm2(-1) (yếu tố cung tiền trễ một độ trễ) có giá trị là
0.2027 và có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 5%, điều này có ý nghĩa khi Chính phủ thực hiện một chính sách nới lỏng tiền tệ để kích thích kinh tế hoặc tăng chi đầu tƣ thì sẽ góp phần gia tăng lạm phát ở thời điểm sau 3 tháng. Ngoài ra yếu tố cung tiền còn kéo dài sự ảnh hƣởng lên lạm phát đến quý thứ 4, thể hiện hệ số hồi quy của biến dlm2(-4) là 0.1643 và có ý nghĩa ở mức 10%.
Cũng nhƣ kết quả phân tích định tính ở trên, luận văn cũng đã so sánh mối quan hệ giữa ba chỉ tiêu đó là tốc độ tăng cung tiền M2, tốc độ tăng trƣởng GDP và tỷ lệ lạm phát của Việt Nam so với Trung Quốc và Malaysia trong giai đoạn 2000 - 2012. Một điều chỉ ra rằng Việt Nam chúng ta hầu nhƣ ln duy trì một tốc độ tăng cung tiền cao trong giai đoạn này nhƣng tốc độ tăng trƣởng GDP không tƣơng ứng với tốc độ tăng cung tiền, và hậu quả của vấn đề này là lạm phát của Việt Nam chúng ta luôn cao hơn rất nhiều so với hai nƣớc bạn. Nhƣ vậy kết quả phân tích định lƣợng đã khẳng định lại yếu tố tiền tệ là một trong những nguyên nhân gây ra lạm phát trong phân tích định tính phần trên.
Kết quả nghiên cứu của luận văn cũng đồng quan điểm với một số nghiên cứu về lạm phát trƣớc đây, nhƣ các nghiên cứu của Phạm Thế Anh (2009), Phạm Thị Thu Trang (2009) đều cho rằng lạm phát tại Việt Nam bắt nguồn từ yếu tố tiền tệ, và có những khoảng trễ nhất đinh nhƣ đã phân tích ở trên.
2.2.4.3. Sự tác động của khoảng chênh sản lượng đến yếu tố lạm phát
Nhƣ lý thuyết đã đề cập, việc tăng trƣởng sản lƣợng quá nhanh đến mức sản lƣợng thực vƣợt sản lƣợng tiềm năng cũng gây áp lực lên lạm phát. Và kết quả nghiên cứu của luận văn cũng đƣa đến kết luận tƣơng tự, thể hiện mối tƣơng quan dƣơng giữa hai biến số lp va gap. Điều này có ý nghĩa khi khoảng chênh sản lƣợng tăng thì lạm phát gia tăng nhƣng sự tác động này có một khoảng trễ
nhất định. Theo nghiên cứu của Vƣơng Thị Thảo Bình thì độ trễ này thơng thƣờng sau một quý, đối với kết quả nghiên cứu của luận văn là sau sáu quý.
Hệ số hồi quy của biến gap(-6) là 0.4701 và có ý nghĩa ở mức 10%, điều này có nghĩa khi sự chênh lệch giữa sản lƣợng thực và sản lƣợng tiềm năng tăng ở quý hiện tại thì sẽ gây áp lực gia tăng tình hình lạm phát sau 6 quý.
2.2.4.4. Sự tác động của tỷ giá hối đoái đến lạm phát
Khi tỷ giá VND/USD tăng, nghĩa là VND mất giá so với USD, đây là một trong những nguyên nhân làm tình trạng lạm phát trở nên xấu hơn vì lúc này sức mua của đồng nội tệ giảm sút. Hơn nữa khi VND mất giá so với USD làm cho tăng chi phí nhập khẩu nguyên liệu và hàng hóa về để sản xuất trong nƣớc, điều này cũng làm mặt bằng giá tăng lên gây ra lạm phát.
Một số nghiên cứu nhƣ nghiên cứu của Võ Trí Thành và đồng tác giả (2001), nghiên cứu của Phạm Thế Anh (2009) đều đƣa đến kết luận rằng yếu tố tỷ giá và lạm phát có mối quan hệ cùng chiều. Và kết quả nghiên cứu của luận văn cũng đồng quan điểm với các tác giả trên.
Hệ số hồi quy của biến dlex(-1) là 0.3916 và có ý nghĩa ở mức 1%, điều này có nghĩa là nếu tỷ giá VND/USD ở quý này tăng (VND mất giá so với USD) thì sẽ góp phần gia tăng lạm phát ở quý liền kề sau đó, nhƣ vậy thể hiện mối tƣơng quan dƣơng giữa hai biến số và độ trễ là một quý.
Khi tỷ giá VND/USD tăng dẫn đến tăng chi phí hàng hóa và ngun vật liệu nhập khẩu, điều này cũng dẫn đến lạm phát gia tăng. Hơn nữa, khi tỷ giá tăng có nghĩa là đồng nội tệ đang ngày càng mất giá, thì lúc này sẽ ảnh hƣởng đến niềm tin vào đồng nội tệ của công chúng, và chúng ta cũng thừa nhận rằng
nƣớc, một khi niềm tin đã giảm thì điều này góp phần vào tình hình lạm phát gia tăng.
2.2.4.5. Sự tác động của giá dầu thế giới lên lạm phát
Theo kết quả nghiên cứu của Phạm Thế Anh (2009) thì tác giả đƣa ra kết luận lạm phát trong nƣớc không chịu tác động của sự biến động giá dầu thế giới. Nhƣng đối với một số nghiên cứu nhƣ nghiên cứu của Phạm Thị Thu Trang (2009), và nghiên cứu của Vƣơng Thị Thảo Bình (2009) cùng đƣa ra kết luận có mối quan hệ cùng chiều giữa giá dầu thế giới và lạm phát trong nƣớc. Nhƣ lý thuyết đã đề cập mặt hàng xăng dầu là hàng hóa đặc biệt, khi mặt hàng này tăng giá là nguyên nhân dễ làm cho mặt bằng giá cả của nhiều hàng hóa khác tăng giá theo vì đây đƣợc coi là nguyên liệu đầu vào quan trọng và rất cần thiết.
Theo kết quả hồi quy của luận văn cho thấy có mối tƣơng quan dƣơng giữa hai biến số này nhƣng nhân tố này tác động không mạnh lắm đến lạm phát trong nƣớc, điều này cũng có thể đƣợc lý giải do Nhà nƣớc ta thực hiện chính sách trợ giá xăng dầu nên đã làm giảm tầm ảnh hƣởng của nhân tố này. Cụ thể là