Biến Giá trị thống kê t trong
kiểm định ADF
Giá trị thống kê t hiệu chỉnh trong kiểm định PP INF -3.940434** -2.598495* DLOGFOOD -6.343728*** -6.365505*** DLOGM2 -8.608160*** -8.708166*** DLOGOIL -7.184009*** -7.184009*** OUTPUTGAP -12.25847*** -12.28349***
(Ghi chú: ***, **, * tương ứng mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%)
Sau khi thực hiện kiểm định tính dừng, ngoại trừ biến lỗ hổng sản lượng và lạm phát tính từ chuỗi CPI thì các biến đều khơng dừng. Nghiên cứu được thực hiện tiếp với việc lấy log các chuỗi dữ liệu cho chuỗi được trơn hơn và sau đó thực hiện sai phân bậc I, sau đó kiểm định lại thì các chuỗi đã dừng.
Dependent Variable: INF_IMF
Method: Generalized Method of Moments Date: 10/07/13 Time: 08:34
Sample (adjusted): 2004M08 2013M01 Included observations: 102 after adjustments Linear estimation & iterate weights Estimation weighting matrix: HAC (Bartlett kernel, Newey-West fixed bandwidth = 5.0000)
Standard errors & covariance computed using estimation weighting matrix Convergence achieved after 462 weight iterations
Instrument specification: INF_IMF(-1) INF_IMF(-2) INF_IMF(-3) INF_IMF(-4) INF_IMF(-5) INF_IMF(-6) DLOGM2(-1) DLOGM2(-2) DLOGM2(-3) DLOGM2(-4) DLOGM2(-5) DLOGM2(-6) DLOGFOOD(-1) DLOGFOOD(
-2) DLOGFOOD(-3) DLOGFOOD(-4) DLOGFOOD(-5) DLOGFOOD(-6) DLOGOIL(-1) DLOGOIL(-2) DLOGOIL(-3) DLOGOIL(-4) DLOGOIL(-5) DLOGOIL(-6) OUTPUTGAP(-1) OUTPUTGAP(-2) OUTPUTGAP(-3) OUTPUTGAP(-4) OUTPUTGAP(-5) OUTPUTGAP(-6) Constant added to instrument list
Bảng 4.9 – Kết quả ước lượng mơ hình cấu trúc
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.472833 0.086027 -5.496338 0.0000 INF_IMF(-1) 0.424201 0.017403 24.37461 0.0000 INF_IMF(1) 0.603298 0.018584 32.46301 0.0000 DLOGM2 9.889177 2.701751 3.660285 0.0004 DLOGFOOD -4.018621 1.308791 -3.070484 0.0028 DLOGOIL -0.993964 0.590591 -1.682998 0.0957 OUTPUTGAP -0.045524 0.012033 -3.783070 0.0003
R-squared 0.991269 Mean dependent var 11.27912
Adjusted R-squared 0.990717 S.D. dependent var 6.368916 S.E. of regression 0.613623 Sum squared resid 35.77067 Durbin-Watson stat 2.459887 J-statistic 14.29963
Với giá trị p-value của thống kê � − ��������� của mơ hình GMM là 0.939591> 0.05, cho ta thấy rằng kiểm định � − ��������� đã chấp nhận giả thuyết H0 là các
biến công cụ đưa vào đều phù hợp với mơ hình. Tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê, và �2 = 0.991269 cho thấy mơ hình giải thích được
99.1269% sự thay đổi của lạm phát.
Để xác định tính hợp lý của mơ hình GMM, kiểm định � − ���� tiếp tục được
tiến hành. Kết quả như sau:
Bảng 4.10 – Kiểm định � − ���� cho từng biến công cụBiến kiểm định �� p-value
C 0.009182 0.9237 INF_IMF(-1) 0.232616 0.6296 INF_IMF(-2) 0.251253 0.6162 INF_IMF(-3) 0.278874 0.5974 INF_IMF(-4) 0.397072 0.5286 INF_IMF(-5) 0.455246 0.4999 INF_IMF(-6) 0.439443 0.5074 DLOGM2(-1) 0.233129 0.6292 DLOGM2(-2) 0.271494 0.6023 DLOGM2(-3) 0.187178 0.6653 DLOGM2(-4) 0.092032 0.7616 DLOGM2(-5) 0.151945 0.6967 DLOGM2(-6) 0.200363 0.6544 DLOGFOOD(-1) 0.029309 0.8641 DLOGFOOD(-2) 0.034409 0.8528 DLOGFOOD(-3) 0.821396 0.3648 DLOGFOOD(-4) 0.010023 0.9203 DLOGFOOD(-5) 0.231062 0.6307 DLOGFOOD(-6) 0.270756 0.6028 DLOGOIL(-1) 0.001195 0.9724 DLOGOIL(-2) 0.328458 0.5666 DLOGOIL(-3) 0.065034 0.7987
DLOGOIL(-4) 0.084539 0.7712 DLOGOIL(-5) 0.085895 0.7695 DLOGOIL(-6) 0.024323 0.8761 OUTPUTGAP(-1) 0.026806 0.8699 OUTPUTGAP(-2) 1.790612 0.1809 OUTPUTGAP(-3) 0.038228 0.8450 OUTPUTGAP(-4) 0.017470 0.8948 OUTPUTGAP(-5) 0.118336 0.7308 OUTPUTGAP(-6) 0.015064 0.9023
Kết quả kiểm định cho thấy ta đều chấp nhận giả thiết �0, tức là các biến công cụ đưa vào mơ hình đều ngoại sinh hay là các biến công cụ này không tương quan với phần dư của mơ hình. Từ đó, người viết đi vào phân tích bảng kết quả 4.9.
Bảng kết quả cho thấy có sự tương quan dương giữa lạm phát với lạm phát trong quá khứ, kỳ vọng lạm phát tương lai, và cung tiền; cịn chỉ số giá lương thực, giá dầu thơ thế giới và lỗ hổng sản lượng thì có tương quan âm; trong đó, biến cung tiền và giá lương thực thế giới tác động nhiều nhất đến lạm phát. Kết quả này tương tự kết quả bài nghiên cứu của tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012), tuy chỉ có biến lỗ hổng sản lượng là ngược lại. Lý do có thể là khoảng thời gian nghiên cứu giữa bài này và bài nghiên cứu trước đó là khác nhau, và đặc điểm của lỗ hổng sản lượng thời kỳ này khác thời kỳ mà tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang nghiên cứu. Theo quan điểm của người viết, sự tương quan âm này thể hiện sự thích ứng của chính sách trong q trình kiềm chế lạm phát, lỗ hổng sản lượng mang dấu âm cho thấy sự giảm áp lực lên lạm phát từ phía cầu.
Đối với cung tiền, theo lý thuyết kinh tế học, cung tiền tăng làm tổng tiền mặt trong nền kinh tế tăng, dẫn đến nhu cầu tăng, lượng cầu vượt quá lượng cung dẫn đến giá cả hàng hóa tăng theo làm lạm phát tăng. Điều này cũng trở thành một gánh nặng cho các nhà hoạch định chính sách tiền tệ khi họ phải có những bước
đi cẩn trọng trong việc điều hành cung tiền và lãi suất nhằm kiểm sốt tình hình lạm phát của Việt Nam.
Còn đối với chỉ số giá lương thực thế giới tăng thì ta thấy lương thực Việt Nam xuất khẩu sẽ tốt hơn do giá cả trong nước thấp hơn giá cả thế giới, làm cải thiện cán cân thương mại, cung tiền ngoại tệ tăng tương đối, cung tiền đồng Việt Nam giảm tương đối, dẫn đến đồng tiền Việt Nam tăng giá và giảm áp lực lạm phát. Tuy giá dầu thế giới có mức ảnh hưởng khơng lớn đến lạm phát nhưng nó cũng có những ảnh hưởng nhất định. Giá dầu tác động lên giá cả của nền kinh tế thông qua hai kênh: trực tiếp như một loại hàng hóa tiêu dùng cuối cùng và gián tiếp như một yếu tố đầu vào của quá trình sản xuất. Giá dầu thế giới tăng làm giá cả hàng hóa gia tăng dẫn đến lạm phát tăng. Tuy nhiên, kết quả nghiên cứu lại ngược lại. Nguyên nhân có thể là do, việc điều hành giá xăng dầu ở Việt Nam có sự kiểm sốt của Nhà nước, và biến động trong giá xăng dầu ở Việt Nam không tương đồng với biến động của giá xăng dầu trên thế giới, dẫn đến có sự xuất hiện tương quan âm này.
Với biến kỳ vọng lạm phát, như đã được trình bày, đó là biến được hình thành dựa trên lạm phát trong quá khứ và các biến cung tiền M2, lỗ hổng sản lượng, giá dầu, giá lương thực thế giới, cho nên nó thể hiện cả những yếu tố kỳ vọng của các biến cịn lại. Hệ số cho thấy có tương quan dương giữa kỳ vọng lạm phát với lạm phát hiện tại, qua đó thể hiện kỳ vọng của người dân đối với lạm phát là cùng chiều. Đây là một khó khăn khác đối với nhà hoạch địch chính sách, nếu khơng có một chính sách hợp lý, với tình hình lạm phát cao ở Việt Nam hiện nay, người dân sẽ luôn luôn trong suy nghĩ rằng giá ngày mai ln cao hơn giá ngày hơm nay; khi đó, việc áp dụng các chính sách kiềm chế lạm phát sẽ rất khó khăn.
Mơ hình cấu trúc chuỗi thời gian sau khi điều chỉnh những thay đổi trong giá trị dài hạn của lạm phát, mức dai dẳng lạm phát nội tại là thấp hơn nhiều so với mơ
hình đơn biến. Mức dai dẳng này được đại diện bởi hệ số của biến lạm phát trong quá khứ (0.424201). Ước lượng này dựa trên giả định rằng kỳ vọng
lạm phát là hợp lý. Kết quả này có thể cho thấy, sau khi điều chỉnh các tác động dài
hạn đối với lạm phát, thì nguồn gốc hình thành nên sự dai dẳng của lạm phát khơng phải có ngun nhân chính là do lạm phát trong quá khứ (yếu tố nội tại), mà đó là sự kết hợp của yếu tố nội tại, các yếu tố ngoại lai và kỳ vọng trong tương lai đối với lạm phát; trong đó, cung tiền có ảnh hưởng mạnh nhất đến sự dai dẳng lạm phát.
5. KẾT LUẬN
Trong bài nghiên cứu này, người viết đã đo lường sự dai dẳng của lạm phát và xác định các nhân tố tác động đến lạm phát ở Việt Nam giai đoạn từ tháng 01/2004 đến tháng 02/2013 thơng qua mơ hình AR(p) và mơ hình đường cong Phillips theo trường phái Keynes mới. Kết quả nghiên cứu cho thấy, sự dai dẳng trong lạm phát ở Việt Nam là khá cao với � = 0.942395 khi áp dụng phương
pháp đơn biến. Tuy nhiên, khi áp dụng phương pháp đa biến, mức độ dai dẳng đã giảm xuống chỉ còn 0.424201, điều này thể hiện, lạm phát trong quá
khứ
không phải là nguyên nhân chính gây ra sự dai dẳng trong lạm phát. Nguyên nhân chính dẫn đến mức dai dẳng cao này là từ cung tiền mở rộng M2 và chỉ số giá lương thực thế giới. Trong đó, biến cung tiền là biến thể hiện chính sách tiền tệ được điều hành bởi Nhà nước Việt Nam, như vậy, nếu không kể đến chỉ số giá lương thực thế giới, thì cung tiền chính là nhân tố quan trọng nhất gây lên lạm phát ở Việt Nam và việc điều hành chính sách tiền tệ là một trong những nhiệm vụ quan trọng của Nhà nước Việt Nam để kiểm soát lạm phát. Kết quả này tương tự như một số các nghiên cứu trước đây như của tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012) khi nghiên cứu cho Việt Nam, Gunter Coenen (2003) khi tác giả điều tra thành quả của nguyên tắc lãi suất tối ưu khi có một sự khơng chắc chắn về các mức độ dai dẳng của lạm phát, hay nghiên cứu của Benati (2008) về dai dẳng lạm phát ở Thụy Sỹ cũng cho thấy sự dai dẳng cao trong giai đoạn 1947-1999 nhưng gần bằng zero trong giai đoạn 2000-2006 do trong thời kỳ này Thụy Sỹ đã có thay đổi lớn trong chính sách tiền tệ.
Để kiềm chế lạm phát và giảm mức độ dai dẳng của lạm phát, theo Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012), tác giả đã tổng hợp một số các nghiên cứu của các nhà kinh tế về áp dụng lạm phát mục tiêu của Ngân hàng trung ương.
Trong đó, tác giả trình bày một số ý kiến của Mishkin (2000) đã nêu ra về các điều kiện nghiêm ngặt để áp dụng lạm phát mục tiêu bao gồm:
(i) Công bố rộng rãi về những mục tiêu lạm phát trong trung hạn bằng những con số cụ thể;
(ii) Cam kết bằng thể chế (tức là cam kết của các cơ quan chức năng có quyền lực) về việc coi bình ổn giá cả là mục tiêu hàng đầu của chính sách tiền tệ, cịn các mục tiêu khác xếp sau về thứ tự quan trọng;
(iii) Có chiến lược tập trung thơng tin, trong đó nhiều biến số (khơng chỉ là các số liệu về cung tiền hoặc tỉ giá) được xem xét để quyết định sử dụng các cơng cụ chính sách;
(iv) Tăng cường tính minh bạch của chính sách tiền tệ thơng qua đối thoại với công chúng, với thị trường về các kế hoạch, mục tiêu và quyết định của các cơ quan quản lý tiền tệ;
(v) Tăng cường trách nhiệm của Ngân hàng trung ương trong việc hướng tới các mục tiêu lạm phát.
Các chính sách này khơng hồn tồn được áp dụng cho tất cả các nước áp dụng lạm phát mục tiêu vì theo Svensson (2010), tác giả nghiên cứu thấy khơng có nước nào theo chính sách lạm phát mục tiêu có đầy đủ tất cả các điều kiện trước khi áp dụng. Và tác giả nhấn mạnh các nước mới nổi khơng nhất thiết phải có các điều kiện này để thực hiện thành cơng lạm phát mục tiêu. Thay vào đó, các nước này nên tập trung vào kế hoạch và chính sách hướng vào mục tiêu trong và sau khi thực hiện lạm phát mục tiêu để tối đa hóa lợi ích của nó.
Theo nghiên cứu của tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012), tôi cũng đề xuất tương tự với việc Ngân hàng Nhà nước Việt Nam nên áp dụng chính sách lạm phát mục tiêu để kiềm chế lạm phát và giảm mức độ dai dẳng của lạm phát. Việc áp dụng lạm phát mục tiêu cũng tạo ra tính độc lập hơn cho Ngân hàng Nhà nước, tính kỷ luật cao hơn cho chính sách tiền tệ và tài khóa, ngồi ra cịn thúc đẩy tiến trình cải cách mơi trường tài chính của Việt Nam.
Điểm mới của đề tài
So với bài nghiên cứu trước đây của tác giả Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012) về đo lường sự dai dẳng lạm phát ở Việt Nam, bài nghiên cứu này đã có một số điểm mới hơn là đo lường sự dai dẳng lạm phát bằng tổng hệ số tự hồi quy cho cả trường hợp giả định giá trị trung bình của lạm phát khơng thay đổi theo thời gian và giá trị trung bình của lạm phát có thay đổi theo thời gian. Ngồi ra, nghiên cứu cịn dùng phương pháp chỉ số bán chu kỳ để tính thời gian mà một cú sốc được hấp thụ một nửa trong lạm phát.
Hạn chế của bài nghiên cứu và hướng nghiên cứu tiếp theo
Tuy nhiên, bài nghiên cứu cũng có những mặt hạn chế nhất định. Đó là đối với chỉ số bán chu kỳ, do cơng thức tính cho chuỗi AR bậc p tương đối phức tạp, người viết đã dùng cơng thức tính cho chuỗi AR(1) để tính kết quả gần đúng cho AR(p). Thứ hai, đó là chuỗi dữ liệu GDP khơng được thống kê theo tháng, cho nên chuỗi IIP được sử dụng để thay thế cho chuỗi GDP để tính biến lỗ hổng sản lượng. Thứ ba, biến lạm phát kỳ vọng ở Việt Nam chưa được tính tốn và cơng bố, cho nên nghiên cứu này đã giả định kỳ vọng lạm phát là hợp lý và giá trị của lạm phát tương lai được tính tốn từ hàm số của các biến lạm phát quá khứ, lỗ hổng sản lượng, cung tiền M2, giá lương thực và giá dầu thế giới.
Bài nghiên cứu đã áp dụng mơ hình AR(p) và mơ hình GMM để đo lường sự dai dẳng trong lạm phát và các nhân tố tác động lên lạm phát ở Việt Nam. Tuy nhiên, đây chỉ là hai trong những phương pháp đo lường sự dai dẳng lạm phát đã được nhiều nhà kinh tế sử dụng trước đây. Như đã phân tích ở phần trước, trong phương pháp đơn biến, tổng hệ số tự hồi quy cũng có những mặt hạn chế của nó. Để khắc phục nó, bài nghiên cứu sau nếu được, tôi sẽ sử dụng mơ hình AR khơng có quan hệ nhân quả (noncausal AR) của Lanne và Saikkonen (2009) để tiến hành đo lường sự dai dẳng của lạm phát, khi mơ hình này khơng cần địi hỏi
phải xác định điểm gãy như các mơ hình trước đó đã áp dụng để đo lường sự dai dẳng lạm phát.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tài liệu trong nước
Nguyễn Thị Liên Hoa, 2013. Nghiên cứu lạm phát tại Việt Nam theo phương pháp SVAR. Tạp chí Phát triển & Hội nhập, Số 10(20), trang 32-38
Nguyễn Thị Ngọc Trang, 2012. Lạm phát và hành vi giá cả trong hoạch định chính sách tiền tệ tại Việt Nam. Đề tài nghiên cứu khoa học cấp cơ sở,
Trường Đại học Kinh tế TPHCM
Tài liệu nước ngoài
Altissimo, F., Ehrmann, M., Smets, F, 2006. Inflation persistence and price- setting behavior in the Euro Area. ECB Occasional paper series No. 46 Andrews, D.W.K., Chen, H.Y., 1994. Approximately median-unbiased
estimation of autoregressive models. Journal of Business & Economic Statistics, Vol. 12, No. 2, 187-204
Bai, J., Perron, P., 1998. Testing Linear Models with Multiple Structural Changes. Econometrica, Vol. 66, No. 1, 47-78
Batini, N., 2006. Euro area inflation persistence. Empirical Economics, vol. 31, 977-1002
Beechey, M., Osterholm, P., 2007. The Rise and Fall of U.S. Inflation Persistence. Finance and Economics Discussion Series Divisions of Research & Statistics and Monetary Affairs. Federal Reserve Board, Washington, D.C., No. 26
Benati, L., 2008. Investigating Inflation Persistence Across Monetary Regimes.
Bilke, Laurent, 2005. Break in the mean and persistence of inflation. ECB Working paper series No. 463
Calvo, G. A., 1983. Staggered price in a utility-maximizing framework. Journal
of Monetary Economics 12, 383-398
Dias, D., Marques, C. R., 2005. Using mean reversion as a measure of persistence. ECB Woking paper series No. 450
Dossche, M., Everaert, G., 2005. Measuring inflation persistence. ECB Working paper series No. 495
Edward, N.G., Jeffrey, P.L., Julie, K.S., 2013. Inflation Persistence: Revisited.
Research Program on Forecasting, The George Washington University, Working Paper No. 2013-002
Fuhrer, J.C., Moore, G.R., 1995. Inflation persistence. Quarterly Journal of Economics 440, 127-159
Gadzinski, G., Orlandi, F., 2004. Inflation persistence in the European Union, the Euro Area, and the United States. ECB Working paper series No. 414 Galí, J., Gerler, M., 1999. Inflation dynamics: A structural econometric analysis.
Journal of Monetary Economics, Vol. 44, 195-222
Hamilton, James D., 1994. Time Series Analysis. Princeton, New Jersey: Princeton University Press
Humphrey, T. M., 1979. The Persistence of Inflation. Federal Reserve Banks of Richmond
Kota, Vasilika, 2011. The persistence of inflation in Albania. Special Conference
Paper, Bank of Greece
Levin, A.T., Piger, J. 2004. Is Inflation Persistence Intrinsic in Industrial Economies?. ECB Working Paper No. 334
Mark, N. C., 2001. Internatinal macroeconomics and finance: Theory and empirical methods. Blackwell Publishers, 42-44
Marques, Carlos Robalo, 2004. Inflation persistence: Facts or Artefacts? ECB Working paper series No. 371