CHƢƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2 PHÂN TÍCH KẾT QUẢ HỒI QUY
4.2.1. Các kiểm định thống kê
4.2.1.1 Thống kê mô tả
Dữ liệu dùng để phân tích định lượng, tác giả sử dụng dữ liệu theo quý bởi các lí do: (i) dữ liệu theo quý phản ánh kịp thời những biến động vĩ mô của nền kinh tế; (ii) và tính khả thi trong việc dữ liệu có thể được thu thập. Đối với các biến GDP, M2, EQ, IMP, EX, EXP, CPS đề tài sử dụng tốc độ tăng trưởng nên đơn vị tính là %, biến IR là tỷ lệ lãi được gọi là lãi suất (lợi suất) nên biến được lấy theo đơn vị %. Biến CPI tác giả lấy tỷ lệ lạm phát với đơn vị là %. Biến FPI được lấy theo tỷ lệ so với GDP nên đơn vị là %. Biến TB đề tài chuyển dạng log gần với phân phối chuẩn để đáp ứng yêu cầu tốt của ước lượng VAR và phương pháp bình phương bé nhất (OLS).
Các thống kê mô tả bao gồm: giá trị trung bình (Mean), độ lệch chuẩn (Std. Dev.), giá trị lớn nhất (Max) và giá trị nhỏ nhất (Min). Kết quả thống kê mô tả dữ liệu của các biến quan sát đựợc thể hiện tại bảng 4.1.
Bảng 4.1: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu Biến Biến nghiên cứu Giá trị trung bình Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Độ lệch chuẩn GDP_us 0.016330 -0.052000 0.037800 0.019117 CPI_us 0.017651 -0.016234 0.053028 0.012062 M2_us 0.062106 0.018908 0.100331 0.020043 IR_us10 0.025932 0.014900 0.039900 0.131615 EX_us 0.006315 -0.071249 0.091696 0.031977 EQ_us 0.006650 -0.116695 0.053609 0.030973 IMP_us 0.030160 -0.347074 0.317218 0.131615 TB_us -0.183292 -0.243516 -0.158543 0.017371 GDP_a 0.047713 -0.057560 0.154680 0.026048 CPI_a 0.030662 -0.027821 0.102804 0.022191 IR_a 0.036960 0.012500 0.077500 0.016641 EX_a 0.004943 -0.086207 0.174349 0.036220 EQ_a 0.006287 -0.130937 0.141343 0.037365 EXP_a 0.010854 0.999180 0.382881 0.233562 FPI_a 0.001123 -0.249160 0.211390 0.047355 CPS_a 0.115358 0.004850 0.264670 0.054285 GDP_vn 0.061163 0.031400 0.076500 0.009513 CPI_vn 0.080152 0.003108 0.277536 0.071791 IR_vn 0.061250 0.042500 0.130000 0.026223 EX_vn 0.008092 -0.009557 0.093545 0.017753 EQ_vn -0.000374 -0.253725 0.203363 0.074206 EXP_vn 0.202874 -0.199951 0.537177 0.165642 FPI_vn 0.008341 -0.052280 0.080080 0.018815 CPS_vn 0.214567 0.079840 0.632060 0.120117
Nguồn: Tính tốn của tác giả
4.2.1.2 Kiểm định tính dừng
Trong mơ hình VAR, tính dừng của chuỗi dữ liệu rất quan trọng. Các chuỗi dữ liệu phải đảm bảo có tính dừng hoặc đồng liên kết. Nếu chuỗi dữ liệu gốc khơng dừng thì chuỗi dữ liệu phải dừng ở sai phân bậc 1. Trong kinh tế lượng có nhiều cách để nhận dạng một chuỗi thời gian là dừng hay không dừng, trong phần này tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Roost test) để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu.
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định tính dừng
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Ghi chú: D: Sai phân; D(0): Chuỗi gốc; D(1): Sai phân bậc 1. (*), (**): Mức ý nghĩa 1% và 5%
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Roost test) cho thấy các chuỗi đều dừng ở chuỗi dữ liệu gốc hoặc ở sai phân bậc 1 với mức ý nghĩa là 1% và 5%. Từ kết quả này, các biến dữ liệu chuỗi thời gian đưa vào mơ hình phù hợp với mơ hình VAR.
4.2.1.3 Kiểm định đồng liên kết Biến Biến
nghiên cứu
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1
Kết quả T-statistic Prob T-statistic Prob
GDP_us -2.006557 0.2831 -4.737913 0.0004 Dừng ở D(1)* CPI_us -4.511697 0.0007 Dừng ở D(0)* M2_us -3.322575 0.0204 Dừng ở D(0)** IR_us10 -2.723073 0.0777 -6.689891 0.0000 Dừng ở D(1)* EX_us -5.835124 0.0000 Dừng ở D(0)* EQ_us -4.846480 0.0002 Dừng ở D(0)* IMP_us -2.212950 0.2045 -3.435534 0.0146 Dừng ở D(1)** TB_us -5.880222 0.0000 Dừng ở D(0)* GDP_a -3.178612 0.0282 Dừng ở D(0)** CPI_a -0.995715 0.7454 -5.403385 0.0001 Dừng ở D(1)* IR_a -1.510876 0.5195 -6.069814 0.0000 Dừng ở D(1)* EX_a -7.447644 0.0000 Dừng ở D(0)* EQ_a -7.596050 0.0000 Dừng ở D(0)* EXP_a -2.665569 0.0883 -7.646436 0.0000 Dừng ở D(1)* FPI_a -4.905064 0.0002 Dừng ở D(0)* CPS_a -2.127950 0.2352 -7.099812 0.0000 Dừng ở D(1)* GDP_vn -3.178612 0.0282 Dừng ở D(0)** CPI_vn -0.995715 0.7454 -5.403385 0.0001 Dừng ở D(1)* IR_vn -1.510876 0.5195 -6.069814 0.0000 Dừng ở D(1)* EX_vn -7.447644 0.0000 Dừng ở D(0)* EQ_vn -7.596050 0.0000 Dừng ở D(0)* EXP_vn -2.665569 0.0883 -7.646436 0.0000 Dừng ở D(1)* FPI_vn -4.905064 0.0002 Dừng ở D(0)* CPS_vn -2.127950 0.2352 -7.099812 0.0000 Dừng ở D(1)*
Để đảm bảo yêu cầu về chuỗi dữ liệu bên cạnh việc kiểm định tính dừng, đề tài tiến hành kiểm định sự tồn tại của đồng liên kết giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu. Để phân tích mối quan hệ dài hạn giữa các biến được đưa vào mơ hình nghiên cứu (nghĩa là, có một mối quan hệ cân bằng ổn định giữa các chuỗi số liệu), phương pháp để kiểm định đồng liên kết được sử dụng là Johansen test. Theo như Gujarati (2011), các chuỗi dữ liệu thời gian có thể khơng dừng nhưng khả năng tồn tại mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa chúng vẫn có thể xảy ra nếu chúng có đồng liên kết, tức là, phần dư từ mơ hình hồi quy của chuỗi thời gian không dừng là một chuỗi dừng.
Kết quả kiểm định (Phụ lục 2) cho thấy có đồng liên kết giữa các biến trong các mơ hình, tức là, có tồn tại mối quan hệ dài hạn (có mối quan hệ cân bằng ổn định) giữa các biến được xem xét. Mối quan hệ cân bằng và ổn định cho biết hiệu ứng tràn từ chính sách tiền tệ của Hoa Kỳ đến thị trường tài chính và nền kinh tế thực các quốc gia đang phát triển ASEAN và Việt Nam thông qua các biến số vĩ mơ được xem xét có tác dụng cả trong ngắn hạn lẫn dài hạn.
4.2.1.4 Kiểm định tính ổn định của mơ hình
Mơ hình được xem là ổn định nếu có phần dư là một chuỗi dừng và tất cả nghiệm của đa thức đặc trưng đều nằm trong vòng tròn đơn vị hay các mơ đun tính tốn được đều có giá trị nhỏ hơn 1. Kết quả kiểm định tính vững của mơ hình (phụ lục 1) cho thấy, tất cả các nghiệm của các mơ hình được xây dựng đều nằm trong vòng tròn đơn vị (khơng có nghiệm nào nằm ngồi vịng trịn đơn vị), hàm ý rằng các mơ hình là phù hợp (tức các mơ hình đáp ứng tính ổn định).
4.2.2 Kết quả hồi quy các quốc gia ASEAN 4.2.2.1 Kết quả nghiên cứu mơ hình dạng cơ bản 4.2.2.1 Kết quả nghiên cứu mơ hình dạng cơ bản
Kết quả ước lượng
Để kiểm tra mức độ tác động của các biến độc lập lên các biến phụ thuộc, mơ hình VAR hay Panel VAR cho phép chúng ta ước lượng điều này. Tuy nhiên, để ước lượng có hiệu quả thì chuỗi dữ liệu phải có tính dừng, nếu khơng dừng ở chuỗi gốc thì phải dừng ở sai phân bậc 1. Từ kết quả kiểm định tính dừng ở bảng 4.2 cho thấy các chuỗi dữ liệu đều dừng ở chuỗi gốc hoặc sai phân bậc 1. Như vậy, chuỗi dữ liệu đã thỏa mãn điều kiện trong kiểm định mơ hình VAR và các kết quả ước lượng được tổng hợp như sau:
Dựa vào kết quả ước lượng (Phụ lục 3A), ta thấy giá trị sản lượng Hoa Kỳ biến động ngược chiều với lợi suất dài hạn. Cụ thể, nếu lợi suất trái phiếu dài hạn giảm làm giá trị sản lượng Hoa Kỳ tăng và ngược lại. Kết quả này cho thấy việc điều hành chính sách tiền tệ (biểu hiện thông qua lợi suất dài hạn) có tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả này phù hợp với giả thuyết và có thể được giải thích như sau: khi lãi suất giảm làm cho chi phí đầu vào giảm từ đó khuyến khích vay mượn để đầu tư, mở rộng, gia tăng sản xuất kinh doanh, cuối cùng sẽ tác động đến tăng trưởng kinh tế, làm cho kinh tế tăng trưởng nhanh hơn. Kết quả này được phát hiện tương tự bởi Bhattarai & Chatterjee (2015) khi phân tích tác động tràn của chính sách tiền tệ Hoa Kỳ đến các nền kinh tế thị trường mới nổi, Ganelli and Tawk (2016) nghiên cứu về tác động tràn của chính sách tiền tệ của Nhật Bản đến các quốc gia mới nổi ở Châu Á.
Lạm phát Hoa Kỳ biến động ngược chiều với lợi suất trái phiếu dài hạn, cụ thể khi lợi suất giảm thì lạm phát tăng. Như vậy có thể thấy có sự đánh đổi giữa tăng trưởng kinh tế với sự gia tăng của lạm phát. Chính sách tiền tệ của Hoa Kỳ trong thời gian nghiên cứu thông qua việc tác động đến lợi suất dài hạn đóng góp tích cực đến tăng trưởng, chấp nhận lạm phát cao để đổi lấy tăng trưởng cao hơn. Phát hiện này giống như kết quả được tìm thấy trong nghiên cứu của Bhattarai & Chatterjee (2015).
Đối với các quốc gia ASEAN sản lượng của các quốc gia này biến động cùng chiều với chính sách tiền tệ Hoa Kỳ (thơng qua lợi suất trái phiếu dài hạn), tuy nhiên kết quả này trái với giả thuyết. Cụ thể, khi lợi suất trái phiếu Hoa Kỳ tăng thì sản lượng các quốc gia ASEAN tăng và ngược lại.
Cũng giống như sản lượng, lạm phát tại các quốc gia ASEAN trong thời gian nghiên cứu bị ảnh hưởng bởi chính nó và có tương quan cùng chiều với lợi suất dài hạn của Hoa Kỳ. Khi lợi suất trái phiếu kho bạc Hoa Kỳ giảm sẽ làm lạm phát các quốc gia ASEAN giảm và ngược lại.
Kết quả phân tích tương quan giữa sản lượng và cả lạm phát của các quốc gia ASEAN với lợi suất trái phiếu Hoa Kỳ đều không đúng như kỳ vọng và ngược với lý thuyết. Các kết quả phân tích trên trái ngược với một số kết quả nghiên cứu của các tác giả Ganelli and Tawk (2016), phản ứng của sản lượng các quốc gia châu Á mới nổi với hiệu ứng tràn từ chính sách tiền tệ của Nhật Bản là tích cực, tức GDP của các quốc gia
này tăng lên khi Ngân hàng Trung ương Nhật Bản thực hiện chính sách tiền tệ mở rộng. Nghiên cứu của Iacoviello & Navarro (2018) khi Hoa Kỳ thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt đã làm sản lượng ở các quốc gia đối tác đều bị giảm. Tuy nhiên, kết quả trong nghiên cứu này có điểm khá tương đồng với Apostolou & ctg (2013) đó là nghiên cứu tìm thấy bằng chứng rất hạn chế về tác động lan tỏa của biến động chính sách của FED đối với nền kinh tế thực (sản lượng sản xuất công nghiệp) các quốc gia mới nổi, và Bhattarai & Chatterjee (2015). Kết quả nghiên cứu có thể được lý giải, sau giai đoạn khủng hoảng, các quốc gia ASEAN đều bị suy thối kinh tế và có tỷ lệ lạm phát cao. Do đó, các quốc gia này ngồi thực thi chính sách tiền tệ cịn có sự hỗ trợ mạnh của chính sách tài khóa và một số chính sách mang tính chất hành chính để kiểm sốt lạm phát và phục hồi kinh tế vì vậy hiệu ứng tràn từ chính sách tiền tệ Hoa Kỳ có thể bị lấn át và làm kết quả hồi quy khơng đạt như kì vọng.
Hệ số ước lượng của biến IR_us10 (lợi suất dài hạn của Hoa Kỳ) trong phương trình biểu diễn IR_a mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê cho thấy, các mức lãi suất chính sách của các quốc gia ASEAN trong mẫu nghiên cứu biến động cùng chiều với lợi suất dài hạn Hoa Kỳ (đại diện cho chính sách tiền tệ Hoa Kỳ). Nói cách khác, chính sách tiền tệ Hoa Kỳ thực sự có tác động đến lãi suất chính sách các quốc gia ASEAN. Cụ thể, khi lợi suất dài hạn Hoa Kỳ tăng thì lãi suất chính sách các quốc gia này phản ứng tăng theo và ngược lại. Kết quả này phù hợp với giả thuyết và được phát hiện tương tự nghiên cứu của Punzi & Chantapacdepong (2017). Lãi suất chính sách của các quốc gia ASEAN phản ứng giảm do lợi suất trái phiếu dài hạn Hoa Kỳ giảm, điều này hàm ý về việc các quốc gia trên đã đánh mất tính độc lập hồn tồn trong xây dựng chính sách tiền tệ của mình. Nói cách khác, chính sách tiền tệ của các quốc gia này khó ―cách ly‖ hồn tồn với chính sách tiền tệ Hoa Kỳ.
Phân tích phản ứng xung
Phân tích truyền tải sốc giúp cho chúng ta biết tác động của những cú sốc của các biến số vĩ mơ lên chính nó và các biến khác trong mơ hình. Kết quả của phân tích giúp chỉ ra được mức độ tác động của những thay đổi của các biến, phân tích truyền tải sốc được nhiều tác giả trên thế giới sử dụng để phân tích chính sách kinh tế. Trong phần này tác giả phân tích phản ứng của tăng trưởng giá trị sản lượng (GDP), lạm phát (CPI) và
lãi suất (IR) trước cú sốc của của chính sách tiền tệ Hoa Kỳ biểu hiện là lợi suất trái phiếu dài hạn (IR_us10), lần lượt đối với Hoa Kỳ và các quốc gia ASEAN.
Phản ứng của tăng trƣởng giá trị sản lƣợng (GDP_us) và lạm phát (CPI_us) trƣớc cú sốc của lợi suất dài hạn Hoa Kỳ (IR_us10).
Hình 4.11: Phản ứng của GDP_us và CPI_us trƣớc cú sốc lợi suất IR_us10
Response to Cholesky One S.D. (d.f. adjusted) Innovations
Response of GDP_US to IR_US10 Response of CPI_US to IR_US10
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Kết quả phản ứng của tăng trưởng giá trị sản lượng Hoa Kỳ (GDP_us) trước cú sốc của lợi suất dài hạn (IR_us10) (hình 4.11) cho thấy, khi lợi suất dài hạn (IR_us10 ) thay đổi dẫn đến một sự thay đổi trong giá trị sản lượng Hoa Kỳ. Cụ thể, khi ngân hàng Trung ương Hoa Kỳ thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt (lợi suất dài hạn tăng) làm cho giá trị sản lượng giảm. Thay đổi tăng lên của lợi suất dài hạn dẫn đến một sự sụt giảm trong tăng trưởng giá trị sản lượng bắt đầu từ cuối quý 1, mạnh nhất vào nửa cuối quý 2 và kéo dài đến đầu quý 4, sau đó dần ổn định và trở lại trạng thái cân bằng.
Phản ứng của lạm phát Hoa Kỳ (CPI_us) trước cú sốc của lợi suất dài hạn (IR_us10) (hình 4.11) cho thấy khi lợi suất dài hạn tăng, lạm phát Hoa Kỳ giảm bắt đầu từ nửa cuối quý 1 kéo dài đến nửa đầu quý thứ 2, lạm phát tiếp tục giảm và mạnh nhất là vào giữa quý thứ 3. Sau đó, tác động sốc khơng cịn tác dụng lập tức làm cho lạm phát tăng trở lại cho đến cuối quý thứ 8 thì dần trở về trạng thái cân bằng và ổn định. Kết quả phản ứng cũng hàm ý rằng cú sốc của lợi suất dài hạn tác động đến lạm phát chủ yếu là trong ngắn hạn. Kết quả cũng cho thấy chiều hướng phản ứng của lạm phát với cú sốc lợi suất đúng như lý thuyết và mức độ phản ứng là đáng kể. Điều này cũng phù hợp với thực tế khi Hoa Kỳ là quốc gia có khả năng kiểm soát lạm phát khá tốt khi trong suốt giai đoạn nghiên cứu.
Phản ứng của tăng trƣởng giá trị sản lƣợng (GDP), lạm phát (CPI) và lãi suất chính sách (IR) của ASEAN trƣớc cú sốc của lợi suất dài hạn Hoa Kỳ (IR_us10).
Hình 4.12: Phản ứng của GDP_a và CPI_a trƣớc cú sốc lợi suất IR_us10
Response to Cholesky One S.D. (d.f. adjusted) Innovations
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Quan sát hàm phản ứng của tăng trưởng sản lượng các quốc gia ASEAN (GDP_a) với thay đổi của lợi suất dài hạn Hoa Kỳ (IR_us10) cho thấy (hình 4.12), khi lợi suất dài hạn tăng lên, tăng trưởng giá trị sản lượng các quốc gia ASEAN tăng và kéo dài bắt đầu từ nửa cuối quý thứ 1 đến hết nửa đầu quý thứ 2 và đạt cao nhất vào giữa quý thứ 2. Có nghĩa là khi lợi suất dài hạn Hoa Kỳ tăng, giá trị sản lượng các quốc gia ASEAN tăng và đạt mức cao nhất vào quý thứ 2. Sau đó tăng trưởng giá trị sản lượng giảm trở lại và bắt đầu đảo chiều vào nửa cuối quý thứ 3 và đạt mức cao nhất vào giữa quý thứ 5 trước khi quay trở lại về trạng thái cân bằng.
Kết quả phản ứng của lạm phát tại các quốc gia ASEAN (CPI_a) trước cú sốc của lợi suất dài hạn (IR_us10) (hình 4.12) cho thấy khi lợi suất dài hạn (IR_us10 ) thay đổi dẫn đến một sự thay đổi trong lạm phát của các quốc gia ASEAN. Cụ thể, khi ngân hàng Trung ương Hoa Kỳ thực hiện chính sách tiền tệ thắt chặt (lợi suất dài hạn tăng) làm cho lạm phát của các quốc gia ASEAN tăng và kéo dài từ nửa quý thứ nhất đến nửa đầu quý thứ 3, mạnh nhất vào giữa quý thứ 3. Sau đó tác động sốc của lợi suất dài hạn Hoa Kỳ khơng cịn làm cho lạm phát tại các quốc gia ASEAN giảm trở lại từ giữa quý thứ 3 kéo dài và trở về trạng thái cân bằng, ổn định vào cuối quý thứ thứ 7.
Kết quả phản ứng của tăng trưởng giá trị sản lượng (GDP_a) và lạm phát (CPI_a) của các quốc gia ASEAN với chính sách tiền tệ Hoa Kỳ được đại diện bằng lợi suất dài hạn (IR_us10) cho thấy tăng trưởng sản lượng và lạm phát tại các quốc gia ASEAN
không phản ứng tức thời mà chậm. Hơn thế nữa, chiều hướng phản ứng của cả hai yếu tố tăng trưởng giá trị sản lượng và lạm phát tại các quốc gia ASEAN trước cú sốc lợi