3 – Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu
3.2. Mơ tả dữ
3.2.1.3 Tính mùa vụ
thời đoạn thì SAC lại cĩ giá trị cao nghĩa là đ thị S C cĩ đỉnh cao thì đâ là dấu hiệu của tính mùa v . Chuỗi thời gian cĩ t n tại tính mùa v sẽ khơng cĩ tính dừng. Phương pháp đơn giãn nhất để kh tính mùa v là lấy sai phân thứ m. Nếu Yt cĩ tính
mùa v với chu kỳ m thời đoạn thì chuỗi Zt = Yt − Yt−m sẽ được khảo sát thay vì
chuỗi Yt.
3.2.2 Dữ liệu đƣợc đƣa vào mơ hình
Lạm phát trong quá khứ(%): Dữ liệu lạm phát được lấy là phần tăng của CPI so với
cùng kỳ năm trước, được lấy theo quý từ năm 2005 đến năm 2012 tại Việt Nam.
Chỉ số giá tiêu dùng ha được viết tắt là CPI - Consumer Price Index) là chỉ số tính theo phần trăm để phản ánh mức tha đổi tương đối của giá hàng tiêu dùng theo
thời gian. Đâ là chỉ ti u được s d ng phổ biến nhất để đo lường mức giá và sự thay đổi của mức giá chính là l ạ m phát.
Chỉ số giá ti u dùng đo lường sự iến động của giá ti u dùng. Sự tăng giảm của chỉ số giá ti u dùng li n quan đến nhiều ếu tố trực tiếp và gián tiếp như lượng hàng hố dịch v được sản xuất, cung cấp ra thị trường, giá thành sản xuất, cung cấp hàng hố dịch v , sức mua của dân cư ....Vì vậ , Chỉ số giá ti u dùng là một chỉ ti u kinh tế quan trọng, thường được s d ng trong phân tích kinh tế, đánh giá tình hình lạm phát, quan hệ cung cầu, sức mua của dân cư, là cơ sở tham khảo cho việc điều chỉnh lãi suất ngân hàng, tiền lương, tính tốn điều chỉnh tiền cơng trong các hợp đ ng sản xuất kinh doanh. Chỉ số giá ti u dùng là số tương đối so sánh mức độ iến động giá của các mặt hàng đại diện trong kỳ áo cáo so với kỳ gốc. Giá của rổ hàng hố của kỳ gốc được qui định là 100 và giá của các kỳ khác được iểu hiện ằng t lệ phần trăm so với giá kỳ gốc.
Chỉ số giá ti u dùng được tính từ giá án lẻ hàng hố và giá dịch v ti u dùng rổ hàng hố và dịch v đại diện với qu ền số là cơ cấu chi ti u của các hộ gia đình.
Đầu tháng 10/2009, rỗ hàng hĩa để tính CPI của Việt Nam g m 564 mặt hàng đại diện thị trường.
Quyền số dùng t nh chỉ số giá tiêu dùng: Các nhĩm hàng và dịch vụ
C
Quyền số ( )
Tổng chi dùng 100,00
01 I- Hàng ăn và dịch v ăn uống 42.85
011 Trong đĩ: 1. Lƣơng thực 9.86
012 2. Thực phẩm 25.20
02 II. Đ uống và thuốc lḠ4.56
03 III- Ma mặc, mũ nĩn, giầ dép 7.21
04 IV- Nhà ở, điện, nước, chất đốt
và VLXD 9.99
05 V- Thiết ị và đ dùng gia đình 8.62
06 VI- Thuốc và dịch v tế 5.42
07 VII- Giao thơng, ưu chính viễn
thơng 9.04
08 VIII. Giáo d c 5.41
09 IX- Văn hố, giải trí và du lịch 3.59
10 X- Hàng hố¸ và dịch v khác 3.31
Theo tổng cục thống kê, 2006. THƠNG CÁO BÁO CHÍ VỀ MỘT SỐ NỘI DUNG CẬP NHẬT TRONG PHƢƠNG ÁN TÍNH CHỈ SỐ GIÁ TIÊU DÙNG THỜI KỲ 2006 – 2010. <http://www.gso.gov.vn/default.aspx?tabid=507&ItemID=4472>. [Ngày truy cập: 20/08/2013]
Chênh lệch sản lƣợng (Output gap %): Output gap là độ chênh lệch, thường tính bằng %, giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng của một nền kinh tế. (Sản lượng tiềm năng – potential output hoặc natural GDP là mức sản lượng mà nền kinh tế cĩ thể phát triển bền vững trong dài hạn). Output gap lớn hơn 0 thường được coi là dấu hiệu của dư cầu, gây áp lực tăng giá, do đĩ sẽ phải tăng lãi suất nhằm tránh cho nền kinh tế phát triển quá nĩng cũng như kiềm chế lạm phát. Output gap nhỏ hơn 0 được coi là dấu hiệu lạm phát sẽ giảm.
L i suất thực ( ): Lãi suất thực được xác định bằng lãi suất danh nghĩa trừ đi t lệ lạm phát. Trong bài nghiên cứu, lãi suất danh nghĩa được lấy là lãi suất tiền g i tiết kiệm kỳ hạn 3 tháng tại ngân hàng Á Châu từ năm 2005 đến năm 2012.
T ng trƣởng chi tiêu ch nh phủ ( ): Dữ liệu được lấy là phần trăm tha đổi của chi
tiêu chính phủ so với cùng kỳ năm trước, được lấy từ năm 2005 đến năm 2012.
T giá hối đối thực ( thay đổi):
T giá thực song phương = t giá danh nghĩa* 1+%CPI việt nam)/(1+%CPI Mỹ)
Giá nhiên liệu ( thay đổi): Dữ liệu được lấy là phần trăm tha đổi giá nhiên liệu xăng và dầu) so với cùng kỳ năm trước, được lấy từ năm 2005 đến năm 2012.
3.3 Phân tích dữ liệu và kết quả
3.3.1Dự báo kỳ vọng lạm phát
Dữ liệu lạm phát được lấy từ tổng c c thống kê từ quý 1 năm 2004 đến quý 4 năm 2012, chỉ số lạm phát được tính là phần tăng của chỉ số CPI so với cùng kỳ năm trước. T lệ lạm phát = 100% x CPIo – CPI-1
CPI-1
Kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
Kiểm định giả thiết:
Ho: ρ = 1 : cĩ nghiệm đơn vị, là ước ngẫu nhiên chắc chắn khơng dừng. H1: ρ # 1 : khơng cĩ nghiệm đơn vị, khơng là ước ngẫu nhiên.
Giá trị tuyệt đối của trị thống kê t (tức là /t/ ) = 4,826277, cao hơn các giá trị tới hạn tuyệt đối Mackinnon DF ở mọi mức ý nghĩa lần lượt là 3,639407 ở mức ý nghĩa 1%;
2,951125 ở mức ý nghĩa 5%; 2,614300 ở mức ý nghĩa 10% ta sẽ bác bỏ Ho, chấp nhận H1 - chuỗi thời gian đã cho khơng là ước ngẫu nhiên.
Chạ đ thị hàm tự tương quan, ta cĩ kết quả:
Hình 3.2 Đồ thị hàm tự tƣơng quan
Xét đ thị hàm tự tương quan mẫu SAC, ta thấy chuỗi dữ liệu cĩ yếu tố mùa v với thời đoạn 6 hoặc 12. Dựa vào S C ta xác định q = 2, dựa vào SP C ta xác định p = 2.
Ƣớc lƣợng các tham số: Tiến hành th nghiệm trên các mơ hình khác nhau, chọn ra được mơ hình dự báo gần chính xác nhất: ARIMA(2,0,2) cùng các biến mùa v SAR(12), SMA(12). Dựa trên những sai lệch giữa dự đốn và thực tế, ta th m độ trễ theo mùa t-13 và sai số theo mùa t-14 để tối thiểu hĩa các sai lệch này.
Hình 3.3 Kết quả chạy mơ hình ARIMA
Sau khi xác định được phương trình cho mơ hình RIM , cần phải tiến hành kiểm định tính nhiễu trắng của εt . Kết quả kiểm định dựa tr n đ thị SAC của
chuỗi εt cho thấy εt cĩ tính nhiễu trắng và được trình à như sau:
Hình 3.4 Kiểm định nhiễu trắng của phần dƣ
Vậ ta cĩ phương trình ước lượng lạm phát kỳ vọng:
πe = 14.3504 + 1.3404 πt-1 – 0.8460 πt-2 - 0.8296 πt-12 + 0.6859 πt-14 + εt + 0.4724εt-1 + 0.400εt-2 + 2.0281εt-12 – 1.3903εt-13
Dự báo:
Kết quả dự báo cho tháng 3/2013: 6,325%, lạm phát thực tế vào tháng 3/2013 là: 6,64%, sai số dự báo là: 4,74%, giá trị này nằm trong khoảng tin cậy 95% (Hình 3.5). Kết quả dự báo cho tháng 6/2013: 6,9538%, lạm phát thực tế vào tháng 6/2013 là: 6,69%, sai số dự báo là: 3,94%, giá trị này nằm trong khoảng tin cậy 95% (Hình 3.6). Kết quả dự báo cho tháng 9/2013: 6,72%, lạm phát thực tế vào tháng 9/2013 là: 6,30%, sai số dự báo là: 6,67%, giá trị này nằm trong khoảng tin cậy 90% (Hình 3.7).
Dự báo lạm phát cho tháng 12/2013: 9,78%/năm Hình 3.8 .
Hình 3.6 Kết quả dự báo quý 2 năm 2013
Hình 3.8 Kết quả dự báo quý 4 năm 2013
3.3.2 PHÂN TÍCH CÁC YẾU TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN KỲ VỌNG LẠM PHÁT
3.3.2.1Kiểm tra tính dừng của các biến:
Kiểm tra tính dừng là điều kiện quan trọng khi đưa các iến vào mơ hình tự h i quy. Khi kiểm tra tính dừng theo phương pháp DF, ta thấy biến CPI là dừng một cách rõ ràng do đã giá trị t lớn hơn cả 3 giá trị thống kê tới hạn (critical level) 1%, 5,%, 10%. Trong khi đĩ các iến khác chỉ vượt được 1 hoặc 2 mức độ critical level. Đối với những biến chưa dừng, ta lấy sai phân bậc d để nĩ dừng và đưa vào mơ hình.
Bảng 3.2 Kiểm định tính dừng Biến ADF CPI -4.0559* CTCP -7.2150* DAU -4.6542* GDPGAP -4.6504* LS -4.7114* TGHD -4.7114* XANG - 5.2864* (Mức ý nghĩa: * 1%, ** 5% , *** 10% Với mức ý nghĩa 1%, kiểm định dừng của các biến như sau: Biến chi tiêu chính phủ: dừng ở sai phân bậc 1
Biến CPI: dừng ở chuỗi gốc
Biến dầu (DAU): dừng ở chuỗi gốc Biến xăng X NG : dừng ở chuỗi gốc
Biến chênh lệch sản lượng (GDPGAP): dừng ở chuỗi gốc Biến lãi suất (LS): dừng ở chuỗi gốc
Biến t giá hối đối TGHD : dừng ở sai phân bậc 1 40
3.3.2.2 Kiểm tra biến dƣ thừa
Hình 3.9 Kết quả kiểm định biến dƣ thừa
Kiểm định giả thuyết:
Ho: biến đưa vào mơ hình khơng cĩ ý nghĩa iến dư thừa) H1: biến đưa vào mơ hình cĩ ý nghĩa khơng phải biến dư thừa)
Kiểm định F cĩ p-value < 0,05 độ tin cậy 95%): bác bỏ giả thuyết Ho, các biến đưa vào mơ hình khơng phải là biến dư thừa.
3.3.2.3 Kiểm tra t nh đồng liên kết
Khi h i quy giữa các chuỗi thời gian khơng dừng (non – stationary) sẽ cĩ thể cĩ hiện tượng “h i quy giả mạo” do ếu tố xu thế tạo ra và kết quả ước lượng khơng thể tin cậ được. Cho n n trước khi tiến hành h i quy giữa các chuỗi thời gian, ta cần phải kiểm tra xem chuỗi thời gian dừng hay khơng dừng. Nếu tất cả các chuỗi đều dừng, thực hiện h i qu ình thường, nếu một hoặc một vài chuỗi khơng dừng, ta đưa về chuỗi dừng bằng cách lấy sai phân bậc d. Tuy nhiên, cách này chỉ cho ta biết mối quan hệ ngắn hạn và thường thích hợp cho m c tiêu dự báo. Một cách khác, Engle và
Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian khơng dừng cĩ thể là một chuỗi dừng và các chuỗi thời gian khơng dừng đĩ được gọi là “đ ng liên kết”, ta tiến hành h i qu ình thường, và kiểm định tính đ ng liên kết (cointegration test , nghĩa là, kiểm định xem phần dư từ kết quả h i quy giữa các biến khơng dừng cĩ phải là một chuỗi dừng hay khơng. Nếu dừng, các hệ số ước lượng (gọi là hệ số ước lượng đ ng liên kết) thực sự cĩ ý nghĩa và thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa chúng. Phương trình h i qu như thế được gọi là phương trình đ ng liên kết. Nếu khơng dừng, kết quả h i quy khơng nĩi l n được điều gì hay h i quy giả mạo.
Hình 3.10: Kiểm định nhiễu trắng của phần dƣ
Dựa vào đ thị SAC, ta thấy phần dư là một chuỗi dừng (hay cịn gọi là nhiễu trắng). Như vậy, các hệ số ước lượng cĩ ý nghĩa và thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa chúng.
4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Bảng 4.1: Những yếu tố tác động đến kỳ vọng lạm phát
Biến Sum of Coeffts
Lạm phát quá khứ 0.796
Chi tiêu chính phủ -0.2234
Giá dầu -0.377
Chênh lệch sản lượng -0.378
Lãi suất -0.001
T giá hối đối 0.36
Giá xăng 0.236
(Theo ph l c 2) Dựa vào bảng 4.1, ta thấy lạm phát trong quá khứ cĩ ảnh hưởng rất lớn đến sự hình thành kỳ vọng lạm phát của người dân (cĩ hệ số là 0.796 , điều này thể hiện tính trì trệ cao hay kéo dài.
Rổ hàng hĩa dịch v được s d ng để tính chỉ số CPI bao g m hơn 200 danh m c, thuộc 8 nhĩm: thực phẩm và đ uống, nhà đất, may mặc, vận tải, chăm sĩc sức khoẻ, giải trí, giáo d c và truyền thơng và một số loại hàng hĩa dịch v khác. Những tha đổi giá thực phẩm, y tế, giáo d c, nhà c a, giá điện và các dịch v cĩ ảnh hưởng mạnh đến của sự tha đổi trong các kỳ vọng lạm phát. Điều này nêu bật tầm quan trọng của các mặt hàng trong rổ hàng hĩa được tiêu th của phần lớn dân số Việt Nam và vai trị của các cơ quan quản lý nhà nước đối với cơ chế thiết lập giá cả. Như vậy, việc giữ
cho lạm phát ổn định hay chính sách lạm phát m c tiêu sẽ cĩ ảnh hưởng tích cực đến sự hình thành kỳ vọng lạm phát của người dân.
Giá nhiên liệu xăng và dầu) cĩ ảnh hưởng lớn đến kỳ vọng lạm phát. Xăng dầu
là một hàng hĩa đầu vào quan trọng của các ngành sản xuất, những tha đổi trong giá xăng dầu sẽ cĩ những ảnh hưởng nhất định tới việc tăng chi phí của các doanh nghiệp và nền kinh tế. Điều này nhấn mạnh vai trị của nhà nước trong cơng tác quản lý giá nhiên liệu, giữ bình ổn giá nhiên liệu sẽ gĩp phần giảm kỳ vọng của người dân vào lạm phát trong tương lai.
Chênh lệch sản lƣợng cũng cĩ ảnh hưởng nhiều tới kỳ vọng lạm phát. Chênh lệch sản lượng thường tính bằng %, giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng của một nền kinh tế. Khi sản lượng thực tế cao hơn sản lượng tiềm năng, nhu cầu nguyên liệu đầu vào và lao động tăng cao sẽ đẩy giá cả và thu nhập l n, làm gia tăng lạm phát. Ngược lại, khi sản lượng thực tế thấp hơn sản lượng tiềm năng, nền kinh tế chưa đạt được trạng thái tồn d ng, điều này sẽ gây áp lực giảm lạm phát.
Chi tiêu chính phủ cĩ tác động đến sự hình thành kỳ vọng lạm phát. Lạm phát là
một quá trình giá tăng li n t c. Quan điểm các nhà kinh tế học thuộc trường phái trọng tiền luơn cho rằng, lạm phát là hiện tượng tiền tệ. Điển hình là Milton Friendman (1976), đã đưa ra kết luận: “Lạm phát ở đâu và ao giờ cũng là hiện tượng tiền tệ”. Như vậy, phải chăng lạm phát chỉ li n quan đến chính sách tiền tệ, mà khơng liên quan đến chính sách tài khĩa? Nghiên cứu của các nhà kinh tế dựa vào mơ hình tổng cung và tổng cầu đã chỉ ra, lạm phát cĩ thể xảy ra do tổng cầu tăng lạm phát do cầu kéo) hoặc do tổng cung giảm (lạm phát do chi phí đẩ . Tăng đầu tư và chi ti u cơng để tăng trưởng kinh tế, nhưng đ ng thời cũng làm tăng tổng cầu. Ở Việt Nam, từ năm 2001 Chính phủ thực hiện chính sách tài khĩa và chính sách tiền tệ mở rộng nhằm thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Nhìn chung, t lệ chi ti u cơng luơn được duy trì ở mức khá cao so
với GDP trong giai đoạn 2004-2007. Việc duy trì liên t c chi tiêu cơng ở mức cao, nhưng cũng cĩ tác động làm tăng mức giá, gây ra lạm phát.
T giá hối đối: Chính sách t giá là một bộ phận của chính sách kinh tế, được
s d ng như một cơng c hữu hiệu nhằm đạt được m c tiêu ổn định giá cả. T giá tác động đến lạm phát thơng qua các con đường xuất nhập khẩu, giá hàng hĩa nhập khẩu và đâ đều là các mối quan hệ đ ng biến. Tuy nhiên, việc tác động của t giá đến lạm phát thơng qua cán cân thương mại và cán cân thanh tốn quốc tế thì mọi nền kinh tế mở đều tuân theo, nhưng ri ng với giá hàng nhập khẩu thì chỉ cĩ những quốc gia cĩ t trọng nhập khẩu cao so với GDP mới cĩ tác d ng rõ rệt.
Tác động của t giá tới lạm phát qua xuất nhập khẩu rịng đĩ là khi đ ng nội tệ giảm giá so với đ ng tiền nước ngồi, xuất khẩu rịng tăng l n, cán cân thương mại cĩ thể được cải thiện; khi xuất khẩu tăng l n kéo theo sự gia tăng của tổng cầu, nhu cầu về lao động và nguyên liệu đầu vào tăng, lạm phát tăng.
Tác động của t giá tới lạm phát qua giá hàng nhập khẩu. Giá hàng nhập khẩu bị