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 thông 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 hệ số hồi quy của dloil là 0.0438 và có ý nghĩa ở mức 1%, điều này cho thấy rằng nếu giá dầu thế giới tăng thì gây áp lực gia tăng lạm phát ngay trong quý đó nhƣng tác động không mạnh. Và hệ số hồi quy của biến dloil(-1) bằng 0.0395 và có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, điều này có nghĩa là tầm ảnh hƣởng của giá dầu thế giới lên lạm phát còn kéo dài sau một quý nhƣng mức ảnh hƣởng cũng tƣơng đối yếu.
Tóm lại, theo kết quả phân tích thực nghiệm trong mơ hình hồi quy, luận văn khẳng định lại yếu tố tâm lý kỳ vọng, yếu tố tiền tệ, khoảng chênh sản
lƣợng, vần đề tỷ gia hối đoái và giá dầu thế giới là những nhân tố tác động đến lạm phát tại Việt Nam, nhƣng cơ chế tác động sẽ có một khoảng trễ nhất định.
2.2.5. Kiểm định một số khuyết tật của mơ hình
Một mơ hình muốn có gọi là tốt nghĩa là lúc này các biến độc lập đã giải thích tƣơng đối chính xác cho sự biến động của biến phụ thuộc thì mơ hình đó sẽ khơng gặp những vấn đề mà ngƣời ta gọi là một số khuyết tật của mơ hình nhƣ hiện tƣợng tƣơng quan chuỗi, phƣơng sai sai số thay đổi, đa cộng tuyến hoặc phần dƣ của mơ hình chƣa nhiễu trắng. Vì thế sau khi đã tiến hành chạy mơ hình thì việc đi kiểm định các khuyết tật này là rất quan trọng.
2.2.5.1. Kiểm định hiện tượng tương quan chuỗi
Kiểm định tự tƣơng quan bậc 1
Từ kết quả hồi quy của mơ hình cho thấy giá trị của Dubin Watson = 2.11
Nhƣ vậy có thể kết luận rằng mơ hình khơng có hiện tƣợng tự tƣơng quan bậc 1. Kiểm định hiện tƣợng tƣơng quan chuỗi bậc cao bằng phƣơng pháp
Lagrange
Giả thuyết Ho: Mơ hình khơng có hiện tượng tương quan chuỗi Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng tương quan chuỗi
Kết quả sau khi kiểm định Lagrange
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
Obs*R-squared 2.029221 Prob. Chi-Square(2) 0.3625
Do Prob.Chi-Square > 0.05, nên ta chấp nhận H0.
Kết luận: Mơ hình khơng có hiện tƣợng tƣơng quan chuỗi. 2.2.5.2. Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Kiểm định hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi bằng kiểm định White
Giả thuyết Ho:Mơ hình khơng có hiện tượng phương sai sai số thay đổi Giả thuyết H1: Mơ hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi
Kết quả sau khi kiểm định White
Heteroskedasticity Test: White
F-statistic 1.370577 Prob. F(34,30) 0.1919
Obs*R-squared
39.54295 Prob. Chi-Square(34) 0.2362
Scaled explained SS 9.669689 Prob. Chi-Square(34) 1.0000
Do Prob.Chi-Square = 0.2362 > 0.05, nên ta chấp nhận H0
Kết luận: Mơ hình khơng có hiện tƣợng phƣơng sai sai số thay đổi
2.2.5.3. Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến
Do số lƣợng biến độc lập trong mơ hình khá lớn nên việc thực hiện hồi quy các mơ hình hồi quy phụ để phát hiện hiện tƣợng đa công tuyến là việc khó
khăn. Vì thế luận văn sẽ sử dụng phƣơng pháp đo lƣờng hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập trong mơ hình để phát hiện hiện tƣợng đa cộng tuyến.
Nếu các biến độc lập trong mơ hình có các hệ số tƣơng quan cao (lớn hơn 0.8) thì khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến trong mơ hình rất cao. Ngƣợc lại nếu các hệ số tƣơng quan của các biến độc lập thấp thì khả năng xảy ra hiện tƣợng đa cơng tuyến rất thấp.
Kết quả đo lƣờng hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập trong mơ hình
Bảng 2.7: Kết quả hệ số tƣơng quan giữa các biến độc lập trong mơ hình
dlex dlm2 dloil gap
dlex 1.000 -0.200 -0.087 -0.267
dlm2 -0.200 1.000 -0.094 0.167
dloil -0.087 -0.094 1.000 0.169
gap -0.267 0.167 0.169 1.000
Nhƣ vậy ta có thể kết luận mối tƣơng quan giữa các biến độc lập trong mơ hình rất thấp, vì thế mơ hình sẽ khơng xảy ra hiện tƣợng đa cộng tuyến.
2.2.5.4. Kiểm định phần dư
Kiểm định tính dừng của phần dƣ bằng Unit Root Test, dựa trên cả hai tiêu chí AIC, SIC
Giả thuyết H0: Chuỗi phần dư U có nghiệm đơn vị (Chưa dừng) Giả thuyết H1: Chuỗi phần dư U khơng có nghiệm đơn vị (Dừng)
Bảng 2.8: Kết quả kiểm định tính dừng chuỗi phần dƣ theo AIC và SIC
Chuỗi Kiểm định ADF ( Tối đa 10 độ trễ - Tiêu chuẩn AIC) Kết luận
P_value ADF 1% 5% 10%
Phần dƣ 0.0000 -8.7301 -3.5365 -2.9076 -2.5913 Dừng
Chuỗi Kiểm định ADF ( Tối đa 10 độ trễ - Tiêu chuẩn SIC) Kết luận
P_value ADF 1% 5% 10%
Phần dƣ 0.0000 -8.7301 -3.5365 -2.9076 -2.5913 Dừng
Nhƣ vậy dựa trên cả hai tiêu chí, giá trị P_value = 0.0000 < 0.01 (mức ý nghĩa 1%). Vì thế ta có thể bác bỏ giả thuyết Ho.
Kết luận: Chuỗi phần dƣ U đã dừng.
Kiểm định tính phân phối chuẩn của phần dƣ
0 2 4 6 8 10 -0.03 -0.02 -0.01 -0.00 0.01 0.02 Series: U Sample 1995Q1 2012Q4 Observations 65 Mean 5.04e-18 Median -0.000417 Maximum 0.019299 Minimum -0.028116 Std. Dev. 0.009144 Skewness -0.098761 Kurtosis 3.295925 Jarque-Bera 0.342838 Probability 0.842468
Kiểm định tính phân phối chuẩn của phần dƣ dựa vào thống kê Jarque-Bera
Giả thuyết Ho: Chuỗi phần dư có phân phối chuẩn
Giả thuyết H1: Chuỗi phần dư không có phân phối chuẩn
Ta có giá trị P_value = 0.8424 > 0.01 (Mức ý nghĩa 1%)
Vì thế ta chấp nhận Ho: Kết luận chuỗi phần dƣ U của mơ hình phân phối theo quy luật chuẩn.
Nhƣ vậy qua việc kiểm định tính dừng và tính phân phối chuẩn của phần dƣ thì ta nhận thấy phần dƣ của mơ hình là nhiễu trắng, vì thế có thể kết luận các ƣớc lƣợng của hệ số hồi quy trong mơ hình tƣơng đối tốt, hay nói cách khác các biến số kinh tế trong mơ hình phản ánh tƣơng đối chính xác sự biến động của lạm phát tại Việt Nam giai đoạn 1995 – 2012.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 2
Nhƣ vậy theo những lý thuyết truyền thống về lạm phát kết hợp với những phân tích định tính ở mục 2.1, và đặc biệt là kết quả hồi quy trong mơ hình nghiên cứu thực nghiệm, luận văn xin đƣa ra một số kết luận sau.
Thứ nhất, yếu tố tâm lý kỳ vọng là nhân tố tác động mạnh nhất đến lạm phát trong giai đoạn 1995 – 2012 tại Việt Nam, điều này cũng tuân theo quy luật tâm lý bình thƣờng mà bất cứ một quốc gia nào ln trong tình trạng lạm phát leo thang dai dẳng trong thời gian dài nhƣ ở Việt Nam chúng ta.
Thứ hai, nhƣ nhà kinh tế đƣơng đại Milton Friedman đã phát biểu “ Lạm phát bao giờ và ở đâu cũng là một hiện tƣợng tiền tệ”, kết quả nghiên cứu của luận văn cũng chỉ ra rằng yếu tố cung tiền ở Việt Nam có tƣơng quan dƣơng với lạm phát nhƣng sẽ có một độ trễ nhất định, tác động mạnh nhất là sau một quý và có thể kéo dài đến bốn quý sau đó.
Thứ ba, khoảng chênh sản lƣợng thực tế và sản lƣợng tiềm năng (biến gap trong mơ hình) cũng là một trong những nhân tố gây ra lạm phát nhƣng thông thƣờng có tác động sau sáu quý.
Thứ tƣ, vấn đề tỷ giá cũng có mối quan hệ cùng chiều với lạm phát và có độ trễ sau một quý. Cuối cùng, nhân tố giá dầu thế giới cũng tƣơng quan dƣơng với lạm phát nhƣng tác động không mạnh nhƣ những nhân tố kể trên.