Dữ liệu ban đầu
Mẫu t-statistic Giá trị thống kê t với các mức ý nghĩa CPI -3.943169
-3.492523*** -2.888669**
-2.581313*
(Ghi chú: *, **, *** thể hiện giá trị thống kê t tra bảng ở mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1%) Theo bảng kết quả cho thấy chuỗi CPI lấy theo tháng từ IMF đã dừng vì trị tuyệt đối của giá trị � tính tốn đều lớn hơn các giá trị � ở các mức ý nghĩa khác nhau. Với kết quả kiểm định ở bảng 4.2 bên dưới, bậc của mơ hình AR là p = 3 được lựa chọn. Và sau đó tiến hành thực hiện ước lượng mức dai dẳng trong lạm phát
Bảng 4.2 – Lựa chọn giá trị trễ cho mơ hình AR(p) VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: INF_IMF Exogenous variables: C
Sample: 2004M01 2013M02 Included observations: 102
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -333.2709 NA 41.11836 6.554331 6.580066 6.564752 1 -181.4728 297.6433 2.137494 3.597506 3.648976 3.618348 2 -139.8639 80.77031 0.964054 2.801252 2.878458 2.832515 3 -134.4377 10.42684 0.883934 2.714464 2.817404* 2.756148 4 -132.3839 3.906150 0.865891 2.693802 2.822477 2.745907 5 -131.2723 2.092374 0.864048 2.691615 2.846025 2.754140 6 -129.5491 3.210027 0.851949 2.677433 2.857578 2.750380 7 -126.8159 5.037548* 0.823572* 2.643450* 2.849330 2.726817* 8 -126.6724 0.261749 0.837634 2.660243 2.891858 2.754032
* 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
Bảng 4.3 – Ước lượng mức dai dẳng trong lạm phát ở Việt Nam theo giả định giá trị trung bình của lạm phát là một số không đổi
Mẫu Biến(trễ) Hệ số ước lượng (�) Chỉ số bán chu kỳ (h) CPI 2004M1:2013M2 INF(3) 0,942395 11,68
Bảng kết quả 4.3 cho ta thấy việc ước lượng mức dai dẳng trong lạm phát ở Việt Nam khi không xem xét đến sự thay đổi trong chính sách tiền tệ và sự khác biệt giá trị trung bình trong lạm phát ở những thời kỳ khác nhau. Kết quả tổng các hệ số tự hồi quy � = 0.942395. Điều này cho thấy lạm phát đang hoạt động ở trạng
thái rất dai dẳng hay độ dai dẳng ở mức cao, và thời gian cần thiết để lạm phát hấp thu được một nửa cú sốc là gần 12 tháng. Tiếp theo Hình 4.1 sẽ cho ta thấy mức độ phù hợp giữa mơ hình ước lượng và giá trị thực tế là khá cao.
Residual Actual Fitted
Hình 4.1 – Mức độ phù hợp giữa mơ hình ước lượng và giá trị thực tế
30 25 20 15 3 10 2 5 1 0 0 -1 -2 -3 04 05 06 07 08 09 10 11 12
Như đã trình bày ở trên, phần ước lượng chưa tính đến những thay đổi trong chính sách tiền tệ hay sự khác biệt giá trị trung bình lạm phát ở những thời kỳ khác nhau. Sự thay đổi đó có thể là do cách đo lường lạm phát hoặc sự thay đổi trong tỷ lệ lạm phát của ngành. Trước khi xác định điểm gãy phù hợp cho chuỗi dữ liệu lạm phát, tôi thực hiện đo lường sự dai dẳng khi tính đến điều kiện giá trị trung bình của lạm phát thay đổi như đề xuất của Marques (2004). Với biến DEV_INF là kết quả chênh lệch giữa giá trị lạm phát tại thời điểm � và giá trị trung bình của lạm phát tại thời điểm � được tính tốn bằng kỹ thuật lọc
Quandt-Andrews unknown breakpoint test
Null Hypothesis: No breakpoints within trimmed data Equation Sample: 2004M04 2013M02 Test Sample: 2005M09 2011M09 Number of breaks compared: 73
Note: probabilities calculated using Hansen's (1997) method
Bảng 4.4 – Ước lượng mức dai dẳng trong lạm phát ở Việt Nam khi có tính đến sự thay đổi trong giá trị trung bình
Kết quả ước lượng cho thấy, nếu tính đến sự thay đổi trong giá trị trung bình, sự dai dẳng trong lạm phát cũng khá cao ở mức � = 0.909979 nhưng thấp hơn giá trị � khi giả định giá trị trung bình khơng đổi theo thời gian.
Sự thay đổi giá trị trung bình của lạm phát theo thời gian cũng có thể do sự thay đổi trong cơ chế chính sách tiền tệ, do đó, tơi tiến hành xác định điểm gãy phù hợp bằng kiểm định của Andrews và Ploberger (2004).