1.3 .3Biến động giá dầu
3.7 Phân rã phƣơng sai
Phân rã phương sai tách biệt các biến trong thành phần cú sốc vào mơ hình và cung cấp thêm thơng tin về ảnh hưởng của từng thay đổi ngẫu nhiên đến các biến trong mơ hình VAR. Trong phần này tác giả tập trung chủ yếu vào phân rã phương sai của GDP và CPI để xem có bao nhiêu trong những thay đổi bất ngờ của hai biến này được giải thích bởi mỗi loại cú sốc khác nhau.
Kết quả thấy rằng cú sốc giá dầu tác động nhỏ tới biến động cho cả GDP và CPI. Biến cung tiền tác động lớn nhất tới GDP hơn là chính nó, mức tác động khá cao khoảng 20% sau khoảng 3 tháng. Đối với chỉ số CPI giải thích của GDP là một trong những quan trọng nhất, chiếm khoảng 20% sau 3 tháng, và cú sốc giá dầu chiếm khoảng 3%, trong khi cung tiền và lãi suất ngắn hạn đóng góp tương ứng khoảng 10% và 2%.
Hình 3: Phân rã phƣơng sai của GDP và CPI
Tóm lại, khi có một sự thay đổi trong cung tiền sẽ tác động mạnh tới GDP. Mặt khác khi có một cú sốc giá dầu, sản lượng sẽ biến động mạnh sau 5 tháng ở mức khoảng 8% và lạm phát CPI chịu biến động ngay ở mức 3%.
3.8 Tác động không đối xứng (Asymmetric) của giá dầu
Phân tích phần trên dựa trên giả định tác động của giá dầu vào nền kinh tế là tuyến tính, tuy nhiên phần lớn các bài nghiên cứu trước cho thấy khả năng tác động của giá dầu là không đối xứng. Trong phần này, tác giả xem xét tác động phi tuyến của giá dầu trong ba giai đoạn là 2001:1-2008:12, 2009:1-2013:6 và 2001:1-2013:6. Tác giả chọn phương pháp đánh giá của Mork (1989) cho rằng sự không đối xứng dựa
trên sự thay đổi của giá dầu, mà cụ thể là sự tăng giảm của giá dầu. Đánh giá như sau:
ot+ = { ot, nếu ot > 0, ngược lại = 0}, với ot+ là sự thay đổi dương trong giá dầu
ot- = { ot, nếu ot < 0, ngược lại = 0}, với ot- là sự thay đổi âm trong giá dầu
Để áp dụng mơ hình VAR, tác giả cũng thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị và Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo Mork (1989) như sau:
Bảng 3.5: Kiểm định nghiệm đơn vị trong chuỗi thay đổi giá dầu
ADF 1% 5% 10% Kết quả
ot+ -11.25931 -3.474567 -2.880553 -2.577147 Dừng
ot- -7.509485 -3.474567 -2.880553 -2.577147 Dừng
Để so sánh với mô hình tuyến tính, một lần nữa tác giả chia mẫu nghiên cứu thành hai mẫu nhỏ với cú sốc cấu trúc là 2008:12. Phần này, tác giả chỉ tập trung vào ảnh hưởng của CPI với giá dầu. Thực hiện kiểm định Granger và phản ứng xung với mẫn nghiên cứu này, kết quả trong bảng dưới đây:
Bảng 3.6 : Kiểm định Granger với CPI và chuỗi giá dầu chuyển đổi
Giả thiết H0
2001:1-2013:6 2001:1-2008:12 2009:1-2013:12
Chi-sq p-value Chi-sq p-value Chi-sq p- value O+ khơng giải thích CPI 7,818855** 0,0201 3,612213 0,1643 2,604164 0,2720 CPI khơng giải thích O+ 5,680244* 0,0584 11,34308* 0,0034 0,86093 0,6502 O- khơng giải thích CPI 3,223825 0,1995 5,514692* 0,0635 1,821603 0,4022 CPI khơng giải thích O- 0,862855 0,6496 1,451800 0,4839 1,242084 0,5374
Giống như kết quả kiểm định Granger phần trên, kiểm định Granger cho thấy biến động giá dầu dương là nguyên nhân giải thích cho sự biến động của chỉ số CPI trong giai đoạn 2001:1-2013:6 tại mức ý ngĩa 5% và thay đổi giảm trong dầu là nguyên nhân giải thích cho CPI trong giai đoạn 2001:1-2008:12. Trong khi đó, CPI cũng tác động tới thay đổi tăng trong giá dầu trong giai đoạn 2001:1-2008:12 và toàn bộ mẫu nghiên cứu đối với giá dầu tăng với mức ý nghĩa 10%.
Hình 5: Phản ứng xung với O-
Kết quả trong 2 giai đoạn nghiên cứu là giống nhau. Đối mặt với một cú sốc giá dầu dương, Ngân hàng trung ương có xu hướng giảm cung tiền và tăng lãi suất để ngăn chặn lạm phát. Trong khi đó sản lượng và lạm phát tác động dương tới cú sốc giá dầu. Tác động mạnh nhất của giá dầu lên lạm phát là sau khoảng 2 tháng và nhỏ nhất sau khoảng 8 tháng.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Khi xem xét tác động của giá dầu thế giới lên nền kinh tế Việt Nam mà chủ yếu là trên lạm phát bằng mơ hình VAR, tác giả nhận thấy giá dầu có tác động dương tới lạm phát. Lạm phát được giải thích bởi giá dầu cũng được tìm thấy trong kiểm định Granger. Phân rã phương sai cũng cho thấy lạm phát cũng chịu biến động giá dầu ngay ở mức 3%. Kết quả cho thấy biến động giá dầu là không đối xứng và phi tuyến.
KẾT LUẬN CHUNG
Qua nghiên cứu về mức độ truyền dẫn của giá dầu vào lạm phát Việt Nam trong giai đoạn 2001 – 2013, tác giả rút ra những kết luận sau:
- Trong dài hạn, mức độ truyền dẫn của giá dầu vào lạm phát của Việt Nam là 0,093621. Mức truyền dẫn này là khơng hồn tồn
- Trong ngắn hạn, mức truyền dẫn là 0,016631. Bên cạnh đó, lạm phát Việt Nam bị ảnh hưởng của chính lạm phát của 1 tháng trước và 2 tháng trước tức sự tăng giá có tính chu kỳ. Mức truyền dẫn trong ngắn hạn thấp hơn trong dài hạn. Trong ngắn hạn, truyền dẫn giai đoạn giá dầu cao lớn hơn trong giai đoạn giá dầu biến động mạnh, điều này có thể do cú sốc giá dầu chỉ là tạm thời.
- Trong giai đoạn nghiên cứu mức truyền dẫn của giá dầu vào lạm phát của Việt Nam có xu hướng tăng dần. Nghiên cứu cũng cho thấy lạm phát có mối quan hệ cùng chiều với độ chênh sản lượng (output gap) của nền kinh tế. Có thể từ năm 2009 Việt Nam thả nổi quản lý giá xăng dầu và Việt Nam cũng tự sản xuất được xăng dầu thành phẩm đáp ứng 1/3 nhu cầu thị trường tiêu thụ nên tác giả khơng tìm thấy mối quan hệ giữa giá dầu thế giới và lạm phát trong giai đoạn 2009:1-2013:6.
- Bằng mơ hình VAR tác giả xem xét biến động giá dầu tác động đến nền kinh tế Việt Nam với các biến về sản lượng, cung tiền, lãi suất ngắn hạn và lạm phát. Tác giả tìm thấy mối tương quan dương giữa giá dầu và lạm phát. Từ những phân tích trên tác giả có khuyến nghị như sau:
- Kiểm sốt lạm phát thơng qua việc kiểm sốt giá dầu sẽ có hiệu quả vì lạm phát và giá dầu có mối tương quan dương.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt
− Bạch Thị Phương Thảo (2011), “Truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá tại Việt Nam giai đoạn 2001 - 2011”, Luận văn Thạc sỹ ĐH Kinh Tế TP HCM.
− Nguyễn Thị Liên Hoa & Trần Đặng Dũng, “Nghiên cứu lạm phát tại Việt Nam theo phương pháp SVAR”, Tạp chí phát triển & hội nhập, số 10(20), tháng 05-06/2013.
− Nguyễn Thị Ngọc Trang & Lục Văn Cường, “ Sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái vào các mức giá tại Việt Nam”, Tạp chí phát triển & hội nhập, số 7(17), tháng 11-12/2012.
− Trần Quốc Phong (2012), “’Mức độ truyền dẫn của tỷ giá vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam giai đoạn 2000 – 2011”, Luận văn Thạc sỹ ĐH Kinh Tế TP HCM.
− Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Hữu Tuấn, “ Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mơ hình SVAR” , Tạp chí phát triển & hội nhập, số 10(20), tháng 05-06/2013.
− Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2011), “Nghiên cứu sơ thảo về phá giá tiền tệ và một số khuyến nghị chính sách cho Việt Nam”, đề tài nghiên cứu khoa học.
Tiếng Anh
− Barsky, Robert B., Kilian, Lutz, 2004. Oil and the acroeconomy since the 1970s. Journal of Economic Perspectiyes 18 (4), 115–134.
− Bernanke, S. Ben, et al., 1997. Systematic monetary policy and the effects of oil price shocks. Brookings Paper on Economic Activity 1, 91–157.
− Blanchard, Oliyier J., Gali, Jordi, 2007. The macroeconomic effects of oil shocks: Why are the 2000s so different from the 197Os. NBER Working Paper Series, p. w13368.
− Chow, C. Gregory, 1960. Tests of equality between sets of coefficients in two linear regressions. Econometrica 28 (3), 591–605.
− Du, He, Wei (2010). The relationship between oil price shocks and China’s macro-economy: An empirical analysis. Energy policy 38 (2010) 4142- 4151.
− Gregorio, Jose De, Landerretche, Oscar, Neilson, Christopher, 2007. Another pass-through bites the dust? oil prices and inflation. Working Paper,
Central Bank of Chile.
− Hamilton, James, 1996. This is what happened to the oil price- macroeconomy relationship. Journal of Monetary Economics 38 (2), 215– 220.
− Hamilton, James D., Herrera, Ana Maria, 2004. Oil shocks and aggregate macroeconomic behayior: The role of monetary policy: Comment. Journal of Money, Credit, and Banking 36 (2), 265–286.
− Hooker, Mark A., 2002. Are oil shocks inflationary? Asymmetric and nonlinear specifica- tions yersus changes in regime. Journal of Money, Credit, and Banking 34 (2), 540–561.
− Herrera, Ana Maria, Pesayento, Elena (in press), “Oil price shocks, systematic monetary
− Mork, A. Knut, 1989. Oil and the macroeconomy when prices go up and down: an extension of Hamilton’s results. Journal of Political Economy 97 (3), 740–744.
− Phillips, C. Peter, Perron, Pierre, 1988. Testing for a unit root in time series regression. Biometrika 75 (2), 335–346.
− Kilian, Lutz (in press), “The economic effects of energy price shocks”, forthcoming, Journal of Economic Literature.
− Sims A., Christopher, 1980. Macroeconomics and reality. Econometrica 48 (1), 1–48.
− Le viet Trung, Nguyen Thi Thuy Vinh (2011). The impact of oil prices, real effective exchange rate and inflation on economic activity: Novel evidence for Viet Nam
− Taylor, John B., 2000. Low inflation, pass-through, and the pricing power of firms. European Economic Reyiew 44 (7), 1389–1408.
− Vo Van Minh (2009), “Exchange Rate Pass-Through and Its Implications for Inflation in Vietnam,” Working Paper 0902, Vietnam Development Forum
Null Hypothesis: D(LNIP) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 10 (Automatic based on AIC, MAXLAG=13)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: D(LNOIL) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Null Hypothesis: D(LNCPI) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
PHỤ LỤC 1: KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.644115 0.0000
Test critical values: 1% level -4.021254
5% level -3.440471
10% level -3.144707
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -16.50363 0.0000
Test critical values: 1% level -4.025924
5% level -3.442712
10% level -3.146022
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.690173 0.0000
Test critical values: 1% level -4.021254
5% level -3.440471
VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: DLNCPI DLNOIL OPGAP Exogenous variables: C Date: 08/31/13 Time: 00:25 Sample: 2001M01 2013M06 Included observations: 141
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
Date: 08/31/13 Time: 00:27
Sample (adjusted): 2001M08 2013M06 Included observations: 143 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LNCPI OPGAP LNOIL Lags interval (in first differences): 1 to 6
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
PHỤ LỤC 2: CHỌN BƢỚC TRỄ TỐI ƢU CHO CÁC BIẾN TRONG MƠ HÌNH
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 751.7477 NA 4.90e-09 -10.62053 -10.55780 -10.59504 1 790.5081 75.32155 3.21e-09 -11.04267 -10.79171 -10.94069 2 818.4544 53.11789 2.46e-09 -11.31141 -10.87223* -11.13294* 3 828.4083 18.49578 2.42e-09 -11.32494 -10.69754 -11.06999 4 836.8106 15.25524 2.45e-09 -11.31646 -10.50085 -10.98502 5 846.7464 17.61678 2.42e-09 -11.32974 -10.32590 -10.92181 6 859.7406 22.48633 2.29e-09* -11.38639* -10.19434 -10.90198 7 864.5676 8.147825 2.44e-09 -11.32720 -9.946930 -10.76631 8 877.5115 21.29771* 2.31e-09 -11.38314 -9.814653 -10.74576
PHỤ LỤC 3: KIỂM ĐỊNH ĐỒNG LIÊN KẾT JOHANSEN
Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue
Trace Statistic
0.05
Critical Value Prob.**
None * 0.282706 55.03166 29.79707 0.0000
At most 1 0.050992 7.517167 15.49471 0.5184
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Dependent Variable: DLNCPI
Method: Generalized Method of Moments Date: 09/21/13 Time: 23:50
Sample (adjusted): 2001M04 2013M06 Included observations: 147 after adjustments
Kernel: Bartlett, Bandwidth: Fixed (4), No prewhitening Simultaneous weighting matrix & coefficient iteration
Convergence achieved after: 1 weight matrix, 2 total coef iterations Instrument list: DLNCPIT_1 DLNCPIT_2 DLNOILT_1 DLNOILT_2
Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue
Max-Eigen Statistic
0.05
Critical Value Prob.**
None * 0.282706 47.51449 21.13162 0.0000
At most 1 0.050992 7.484281 14.26460 0.4336
At most 2 0.000230 0.032886 3.841466 0.8561
PHỤ LỤC 4: KẾT QUẢ KIỂM ĐỊNH ECM
OPGAP_1 ECT_1 C
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DLNCPIT_1 0.466562 0.071539 6.521778 0.0000 DLNCPIT_2 0.141910 0.064498 2.200245 0.0294 DLNOILT_1 0.017350 0.008107 2.140253 0.0341 DLNOILT_2 -0.007677 0.007440 -1.031824 0.3039 OPGAP_1 0.006150 0.007594 0.809838 0.4194 ECT_1 -0.007677 0.004641 -1.654110 0.1003 C 0.002711 0.000651 4.165113 0.0001
R-squared 0.362958 Mean dependent var 0.007113
Adjusted R-squared 0.335657 S.D. dependent var 0.008860
S.E. of regression 0.007222 Sum squared resid 0.007301
Dependent Variable: LNCPI Method: Least Squares Date: 08/31/13 Time: 01:09 Sample: 2001M01 2013M06 Included observations: 150
Chow Breakpoint Test: 2008M12
Dependent Variable: DLNCPI Method: Least Squares Date: 08/31/13 Time: 11:37
Sample (adjusted): 2001M04 2013M06 Included observations: 147 after adjustments
PHỤ LỤC 5: TRUYỀN DẪN GIÁ DẦU VÀO LẠM PHÁT TRONG DÀI HẠN
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
LNIP 0.583228 0.057227 10.19155 0.0000
LNOIL 0.093621 0.050216 1.864378 0.0643
C -1.559428 0.432622 -3.604597 0.0004
R-squared 0.860238 Mean dependent var 5.041910
Adjusted R-squared 0.858337 S.D. dependent var 0.349923
S.E. of regression 0.131705 Akaike info criterion -1.196712
Sum squared resid 2.549879 Schwarz criterion -1.136500
Log likelihood 92.75342 F-statistic 452.3948
Durbin-Watson stat 0.300661 Prob(F-statistic) 0.000000
PHỤ LỤC 6: KIỂM ĐỊNH CHOW TEST
F-statistic 2.069310 Prob. F(5,139) 0.072830
Log likelihood ratio 10.69754 Prob. Chi-Square(5) 0.057718
PHỤ LỤC 7: TRUYỀN DẪN GIÁ DẦU TRONG NGẮN HẠN: GIAI ĐOẠN GIÁ DẦU BIẾN ĐỘNG MẠNH
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DLNCPIT_1 0.479248 0.084453 5.674734 0.0000
DLNCPIT_2 0.123342 0.083812 1.471662 0.1434
DLNOILT_1 0.014339 0.009255 1.549303 0.1236
Dependent Variable: DLNCPI Method: Least Squares Date: 08/31/13 Time: 11:45
Sample (adjusted): 2001M04 2013M06 Included observations: 147 after adjustments
DT_1_DLNOILT_1 0.006879 0.017865 0.385048 0.7008
DT_2_DLNOILT_2 -0.020037 0.017945 -1.116621 0.2661
OPGAP_1 0.006196 0.007527 0.823166 0.4118
ECT_1 -0.008129 0.005523 -1.471909 0.1433
C 0.002926 0.000933 3.136094 0.0021
R-squared 0.369218 Mean dependent var 0.007113
Adjusted R-squared 0.332651 S.D. dependent var 0.008860
S.E. of regression 0.007238 Akaike info criterion -6.959674
Sum squared resid 0.007230 Schwarz criterion -6.776586
Log likelihood 520.5360 F-statistic 10.09701
Durbin-Watson stat 2.179859 Prob(F-statistic) 0.000000
PHỤ LỤC 8: TRUYỀN DẪN GIÁ DẦU TRONG NGẮN HẠN: GIAI ĐOẠN GIÁ DẦU CAO
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
DLNCPIT_1 0.398256 0.083106 4.792161 0.0000 DLNCPIT_2 0.146044 0.078493 1.860611 0.0649 DLNOILT_1 -0.004649 0.009504 -0.489187 0.6255 DLNOILT_2 -0.015534 0.009338 -1.663480 0.0985 DT_1_DLNOILT_1 0.049394 0.013974 3.534644 0.0006 DT_2_DLNOILT_2 0.024536 0.014754 1.663001 0.0986 OPGAP_1 0.003655 0.007210 0.506952 0.6130 ECT_1 -0.006865 0.005184 -1.324133 0.1876 C 0.002997 0.000798 3.753524 0.0003
R-squared 0.427635 Mean dependent var 0.007113
Adjusted R-squared 0.394454 S.D. dependent var 0.008860
S.E. of regression 0.006895 Akaike info criterion -7.056857
Sum squared resid 0.006560 Schwarz criterion -6.873769
Log likelihood 527.6790 F-statistic 12.88809
Null Hypothesis: DLNM2 has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: DLNR has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=13)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: DLNCPI DLNIP DLNM2 DLNOIL DLNR
Exogenous variables: C Date: 09/18/13 Time: 20:53 Sample: 2001M01 2013M06 Included observations: 141
PHỤ LỤC 9: KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ TRONG MƠ HÌNH VAR
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.12187 0.0000
Test critical values: 1% level -3.474874
5% level -2.880987
10% level -2.577219
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.60328 0.0000 Test critical
values: 1% level -3.474874
5% level -2.880987
10% level -2.577219
PHỤ LỤC 10: XÁC ĐỊNH ĐỘ TRỄ TRONG MƠ HÌNH VAR
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 1252.591 NA 1.42e-14 -17.69632 -17.59176 -17.65383