4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị (Unit Root Test)
Trước khi đo lường mức truyền dẫn của cú sốc ngoại sinh đến các chỉ số giá, tác giả sử dụng kiểm định ADF (Augmented Dickey–Fuller) để kiểm định tính dừng của các biến, lần lượt trong các trường hợp không chặn và không xu hướng, có chặn và có chặn và có xu hướng, kết quả có được là biến GAP dừng ở chuỗi gốc I(0), các biến cịn lại khơng dừng. Sau đó, tác giả tiếp tục kiểm định ADF cho các biến còn lại (chưa dừng) ở sai phân bậc nhất I(1) thì tất cả các biến đều dừng.
Bảng 4.1. Kết quả kiểm định chuỗi gốc I(0) không chặn và không xu hướngNull Hypothesis: Unit root (individual unit root process) Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process)
Series: E, CPI, GAP, IMP, M2, OIL, PPI Date: 06/03/14 Time: 22:57
Sample: 2001Q1 2013Q4 Exogenous variables: None
Automatic selection of maximum lags
Automatic selection of lags based on SIC: 0 to 9 Total number of observations: 336
Cross-sections included: 7
Method Statistic Prob.**
ADF - Fisher Chi-square 12.8802 0.5360
ADF - Choi Z-stat 6.63934 1.0000
** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality. Intermediate ADF test results UNTITLED
Series Prob. Lag Max Lag Obs
E 0.9997 0 10 51 CPI 0.9999 2 10 49 GAP 0.0017 4 10 47 IMP 1.0000 9 10 42 M2 1.0000 2 10 49 OIL 0.9438 2 10 49 PPI 0.9976 2 10 49
Bảng 4.2. Kết quả kiểm định chuỗi gốc I(0) có chặn và khơng xu hướngNull Hypothesis: Unit root (individual unit root process) Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process)
Series: E, CPI, GAP, IMP, M2, OIL, PPI Date: 06/03/14 Time: 23:03
Sample: 2001Q1 2013Q4
Exogenous variables: Individual effects Automatic selection of maximum lags
Automatic selection of lags based on SIC: 0 to 9 Total number of observations: 337
Cross-sections included: 7
Method Statistic Prob.**
ADF - Fisher Chi-square 8.98771 0.8318
ADF - Choi Z-stat 3.23018 0.9994
** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality. Intermediate ADF test results UNTITLED
Series Prob. Lag Max Lag Obs
E 0.9539 0 10 51 CPI 0.9938 2 10 49 GAP 0.0255 4 10 47 IMP 0.9995 9 10 42 M2 0.8494 2 10 49 OIL 0.5636 1 10 50 PPI 0.9665 2 10 49
Bảng 4.3. Kết quả kiểm định chuỗi gốc I(0) có chặn và có xu hướng.Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process) Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process)
Series: E, CPI, GAP, IMP, M2, OIL, PPI Date: 06/03/14 Time: 23:04
Sample: 2001Q1 2013Q4
Exogenous variables: Individual effects, individual linear trends Automatic selection of maximum lags
Automatic selection of lags based on SIC: 0 to 9 Total number of observations: 338
Cross-sections included: 7
Method Statistic Prob.**
ADF - Fisher Chi-square 16.1631 0.3035
ADF - Choi Z-stat -0.15568 0.4381
** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality. Intermediate ADF test results UNTITLED
Series Prob. Lag Max Lag Obs
E 0.8514 0 10 51 CPI 0.2336 2 10 49 GAP 0.1074 4 10 47 IMP 0.8564 9 10 42 M2 0.9465 2 10 49 OIL 0.0785 1 10 50 PPI 0.2274 1 10 50
Bảng 4.4 Tóm tắt kết quả kiểm định nghiệm đơn vị I(0)
Biến ADF Giá trị t-Statistic Kết quả
1% 5% 10% Khơng có hệ số chặn OIL 1.246038 -2.613010 -1.947665 -1.612573 0.9438 Không dừng GAP -3.249703 -2.615093 -1.947975 -1.612408 0.0017 Dừng E 3.425713 -2.611094 -1.947381 -1.612725 0.9997 Không dừng IMP 4.949935 -2.621185 -1.948886 -1.611932 1.0000 Không dừng PPI 2.649828 -2.613010 -1.947665 -1.612573 0.9976 Không dừng CPI 3.683597 -2.613010 -1.947665 -1.612573 0.9999 Không dừng M2 4.464214 -2.613010 -1.947665 -1.612573 1.0000 Khơng dừng Có hệ số chặn và khơng xu hướng OIL -1.423226 -3.568308 -2.921175 -2.598551 0.5636 Không dừng GAP -3.211484 -3.577723 -2.925169 -2.600658 0.0255 Dừng ở mức 5% E -0.000807 -3.565430 -2.919952 -2.597905 0.9539 Không dừng IMP 1.698634 -3.596616 -2.933158 -2.604867 0.9995 Không dừng PPI 0.150663 -3.571310 -2.922449 -2.599224 0.9665 Không dừng
CPI 0.841757 -3.571310 -2.922449 -2.599224 0.9938 Không dừng M2 -0.650254 -3.571310 -2.922449 -2.599224 0.8494 Khơng dừng Có hệ số chặn và có xu hướng OIL -3.297085 -4.152511 -3.502373 -3.180699 0.0785 Không dừng GAP -3.148402 -4.165756 -3.508508 -3.184230 0.1074 Không dừng E -1.392857 -4.148465 -3.500495 -3.179617 0.8514 Không dừng IMP -1.366332 -4.192337 -3.520787 -3.191277 0.8564 Không dừng PPI -2.735924 -4.15251 -3.502373 -3.180699 0.2274 Không dừng CPI -2.719589 -4.156734 -3.504330 -3.181826 0.2336 Không dừng M2 -0.910551 -4.156734 -3.504330 -3.181826 0.9465 Không dừng
4.1.2. Kiểm định chuỗi sai phân bật nhất I(1)
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định chuỗi sai phân bật nhất I(1) Null Hypothesis: Unit root (individual unit root process) Series: CPI, E, GAP, IMP, M2, OIL, PPI
Date: 06/04/14 Time: 00:09 Sample: 2001Q1 2013Q4
Exogenous variables: Individual effects Automatic selection of maximum lags
Automatic selection of lags based on SIC: 0 to 8 Total number of observations: 332
Cross-sections included: 7
Method Statistic Prob.**
ADF - Fisher Chi-square 135.365 0.0000
ADF - Choi Z-stat -9.83556 0.0000
** Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality. Intermediate ADF test results D(UNTITLED)
Series Prob. Lag Max Lag Obs
D(CPI) 0.0006 1 10 49 D(E) 0.0000 0 10 50 D(GAP) 0.0020 6 10 44 D(IMP) 0.0001 8 10 42 D(M2) 0.0001 1 10 49 D(OIL) 0.0000 1 10 49 D(PPI) 0.0050 1 10 49
Bảng 4.6 Tóm tắt kết quả kiểm định nghiệm đơn vị - chuỗi sai phân bậc nhất I(1)
Biến ADF Giá trị t-Statistic Prob. Kết quả
1% 5% 10% D(OIL) -5.476942 -3.571310 -2.922449 -2.599224 0.0000 Dừng D(E) -8.491578 -3.568308 -2.921175 -2.598551 0.0000 Dừng D(IMP) -5.258199 -3.596616 -2.933158 -2.604867 0.0001 Dừng D(PPI) -3.825565 -3.571310 -2.922449 -2.599224 0.0050 Dừng D(CPI) -4.530969 -3.571310 -2.922449 -2.599224 0.0006 Dừng D(M2) -5.073653 -3.571310 -2.922449 -2.599224 0.0001 Dừng
Nguồn: kết quả tổng hợp từ Eviews 6.0
Ghi chú: kiểm định tính dừng ở chuỗi gốc có tính đến hệ số chặn và xu hướng. Kiểm định tính dừng ở chuỗi sai phân bậc nhất chỉ tính đến hệ số chặn.
Như vậy, với việc các biến là chuỗi dừng ở I(1), có thể tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa các biến trong mô hình và nếu có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết thì sẽ dùng mơ hình VECM để định lượng. Tuy nhiên, do mục tiêu cần quan tâm của đề tài là kết quả tác động của cú sốc ngoại sinh đối với các chỉ số giá nên tác giả sẽ giả định khơng có mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến số với nhau, hơn thế với số biến quan sát ít, kết quả ước lượng với mơ hình VECM có thể sẽ khơng phản ánh chính xác các mục tiêu mong muốn (Mc Carthy 2000).
4.2. Kiểm định độ trễ tối ưu của mơ hình
Độ trễ tối ưu cho mơ hình được lựa chọn theo các tiêu chuẩn độ trễ LR, FPE, AIC, HQ là 4 quý. Tuy nhiên để đảm bảo tính chính xác của lựa chọn này, tác giả thực hiện thêm kiểm định theo phương pháp Portmanteau để kiểm định tính tự tương quan trong mơ hình và cũng cho ra độ trễ tối ưu là 4 quý.
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định độ trễ tối ưu của mơ hình VAR Lag Order Selection
Criteria
Endogenous variables: D(OIL) GAP D(E) D(IMP) D(PPI) D(CPI) D(M2)
Exogenous variables: C Date: 06/03/14 Time: 17:29 Sample: 2001Q1 2013Q4 Included observations: 47
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
- 0 796.2460 NA 6.12e-24 -33.58494 33.30938* -33.48124 1 874.8193 130.3982 1.78e-24 -34.84337 -32.63894 -34.01383 2 934.7803 81.64902 1.28e-24 -35.30980 -31.17649 -33.75441 3 983.6440 51.98270 1.91e-24 -35.30400 -29.24181 -33.02276 - - 4 1074.436 69.54305* 7.86e-25* 37.08240* -29.09133 34.07531* * 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
VAR Residual Portmanteau Tests for Autocorrelations
Null Hypothesis: no residual autocorrelations up to lag h
Date: 06/03/14 Time: 17:35
Sample: 2001Q1 2013Q4 Included observations: 48
Lags Q-Stat Prob. Adj Q-Stat Prob. df 1 20.03466 NA* 20.46093 NA* NA* 2 47.87711 NA* 49.51392 NA* NA* 3 80.31430 NA* 84.11359 NA* NA* 4 141.6145 0.0000 150.9865 0.0000 49 5 187.4592 0.0000 202.1620 0.0000 98 6 221.7618 0.0001 241.3650 0.0000 147 7 259.5555 0.0016 285.6113 0.0000 196 *The test is valid only for lags larger than the VAR lag order.
df is degrees of freedom for (approximate) chi-square distribution
Tiếp theo, tác giả thực hiện thêm kiểm định VAR Lag Exclusion Wald Tests để một lần nữa khẳng định chắc chắn rằng các mức trễ (lag) có ý nghĩa khơng bị loại trừ khỏi mơ hình. Kết quả ở bảng 4.8 cho thấy các trễ từ 1 đến 4 đều có mức ý nghĩa với p-value nhỏ hơn 5%, do vậy có thể kết luận độ trễ 4 quý mà tác giả đã lựa chọn là hoàn toàn phù hợp. Kết quả này cũng giống với nghiên cứu của Mc Carthy (2000) lựa chọn khi nghiên cứu về truyền dẫn tỷ giá hối đoái sử dụng chuỗi dữ liệu thống kê theo quý. Vì vậy, tác giả lựa chọn độ trễ tối ưu cho mơ hình SVAR cũng là 4 (quý).
41
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định VAR Lag Exclusion Wald Tests
VAR Lag Exclusion Wald Tests Date: 06/03/14 Time: 17:30 Sample: 2001Q1 2013Q4 Included observations: 47
Chi-squared test statistics for lag exclusion: Numbers in [ ] are p-values
D(OIL) GAP D(E) D(IMP) D(PPI) D(CPI) D(M2) Joint
Lag 1 4.706938 14.09405 7.960023 3.320105 17.62446 48.62528 21.11271 142.1649 [ 0.695676] [ 0.049534] [ 0.336132] [ 0.853896] [ 0.013784] [ 2.69e-08] [ 0.003607] [ 5.19e-11] Lag 2 14.71742 7.500750 7.070988 9.711545 13.95094 45.93666 8.794360 119.7993 [ 0.039797] [ 0.378665] [ 0.421526] [ 0.205518] [ 0.052061] [ 8.99e-08] [ 0.267759] [ 7.32e-08] Lag 3 3.176797 9.671164 4.543282 10.76122 7.375503 19.32125 4.211843 81.68684 [ 0.868180] [ 0.207987] [ 0.715499] [ 0.149379] [ 0.390857] [ 0.007238] [ 0.755080] [ 0.002334] Lag 4 7.103086 23.86358 7.893000 6.355362 7.739082 7.252738 4.410935 151.1817 [ 0.418226] [ 0.001204] [ 0.342124] [ 0.498921] [ 0.356163] [ 0.403048] [ 0.731414] [ 2.36e-12] Df 7 7 7 7 7 7 7 49
42
4.3. Kiểm định tự tương quan của phần dư
Bằng việc sử dụng phần mềm thống kê Eviews 6.0, sau khi tác giả kiểm định theo phương pháp Portmanteau để kiểm định tính tự tương quan trong mơ hình như đã trình bày ở trên. Tác giả đã sử dụng thêm kiểm định tự tương quan phần dư Lagrange Multiplier (LM Test) về kiểm tra tự tương quan của phần dư.
Bảng 4.9. Kết quả kiểm định tự tương quan của phần dưVAR Residual Serial Correlation LM Tests VAR Residual Serial Correlation LM Tests
Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 06/04/14 Time: 11:16
Sample: 2001Q1 2013Q4 Included observations: 47
Lags LM-Stat Prob
1 46.02856 0.5943
2 43.10770 0.7098
3 38.85560 0.8501
4 46.45157 0.5770
Probs from chi-square with 49 df.
Bảng 4.9 thể hiện kết quả kiểm định tự tương quan phần dư Lagrange Multiplier (LM Test) cho thấy khơng có hiện tượng tự tương quan trong độ trễ của mơ hình đã chọn.
4.4. Kiểm định tính ổn định của mơ hình VAR
Sau khi ước lượng mơ hình VAR, để đảm bảo kết quả chắc chắn, tác giả thực hiện kiểm định tính ổn định của mơ hình bằng kiểm định AR Roots.
Bảng 4.10. Kiểm định tính ổn định của mơ hình VARRoots of Characteristic Polynomial Roots of Characteristic Polynomial
Endogenous variables: D(OIL) GAP D(E) D(IMP) D(PPI) D(CPI) D(M2) Exogenous variables: C Lag specification: 1 3 Date: 06/04/14 Time: 16:55 Root Modulus 0.801994 - 0.334580i 0.868986 0.801994 + 0.334580i 0.868986 0.432841 + 0.738749i 0.856214 0.432841 - 0.738749i 0.856214 0.235137 + 0.761904i 0.797363 0.235137 - 0.761904i 0.797363 -0.125815 + 0.756030i 0.766427 -0.125815 - 0.756030i 0.766427 -0.409255 - 0.644505i 0.763463 -0.409255 + 0.644505i 0.763463 0.647528 - 0.118181i 0.658225 0.647528 + 0.118181i 0.658225 -0.359908 - 0.543564i 0.651917 -0.359908 + 0.543564i 0.651917 -0.515447 - 0.216457i 0.559052 -0.515447 + 0.216457i 0.559052 0.084457 + 0.467214i 0.474786 0.084457 - 0.467214i 0.474786 0.294404 0.294404 0.045872 + 0.228805i 0.233358 0.045872 - 0.228805i 0.233358
No root lies outside the unit circle. VAR satisfies the stability condition.
Hình 4.1. Biều đồ thể hiện kết quả của kiểm định AR Roots
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Bảng 4.10 và hình 4.1 thể hiện kết quả kiểm định tính ổn định của mơ hình bằng kiểm định AR Roots, kết quả cho thấy tất cả nghiệm đều nhỏ hơn 1 và nằm phía trong vịng trịn đơn vị nên thỏa mãn điều kiện ổn định của nghiệm riêng. Điều này cho thấy, mơ hình VAR đạt tính ổn định.
4.5. Kết quả của SVAR thể hiện tác động của cú sốc ngoại sinh đến lạm pháttại Việt Nam tại Việt Nam
4.5.1.Phân tích phản ứng đẩy
Hàm phản ứng đẩy giúp đo lường mức tác động của cú sốc đến các biến khác trong mơ hình SVAR. Các kết quả dưới đây cho thấy ước tính phản ứng đẩy lên giá sản xuất và giá tiêu dùng do chịu ảnh hưởng từ sự thay đổi một đơn vị độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái, giá dầu và giá nhập khẩu.
Hình 4.2. Kết quả phản ứng đẩy của giá sản xuất (PPI), giá tiêu dùng (CPI) trước cú sốc tỷ giá.
Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(E) to Shock3
.02 .01 .00 -.01 -.02 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 .015
Response of D(PPI) to Shock3
.010 .005 .000 -.005 -.010 -.015 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 .012
Response of D(CPI) to Shock3
.008 .004 .000 -.004 -.008 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Một cú sốc tỷ giá dương (sự giảm giá của Việt Nam Đồng) ngay lập tức tác động cùng chiều lên giá sản xuất và giá tiêu dùng. Tác động cao nhất vào khoảng quý 2 và giảm xuống vào quý 3. Tác động lên giá sản xuất biến động nhiều hơn lên giá tiêu dùng, điều này có thể phản ánh một phần độ nhạy của nhà sản xuất với biến
động tỷ giá cũng như mức độ ảnh hưởng của biến động tỷ giá đến quyết định của nhà sản xuất và sự điều chỉnh của người tiêu dùng nội địa đối với cú sốc tỷ giá. Hình 4.3. Kết quả phản ứng đẩy của giá sản xuất (PPI), giá tiêu dùng (CPI) trước cú sốc giá dầu.
Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(OIL) to Shock1 .12 .08 .04 .00 -.04 -.08 -.12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 .03
Response of D(PPI) to Shock1
.02 .01 .00 -.01 -.02 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 .016
Response of D(CPI) to Shock1
.012 .008 .004 .000 -.004 -.008 -.012 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Cú sốc về giá dầu tác động lên giá tiêu dùng nhanh hơn đối với giá sản xuất trong 2 quý đầu xảy ra cú sốc, nhưng sau đó tác động gần như là tương đồng lên giá sản
xuất và giá tiêu dùng; tác động ngược chiều vào khoảng cuối quý 5 và tăng lên trở lại vào quý 9 rồi sau dó giảm nhẹ.
Hình 4.4. Kết quả phản ứng đẩy của giá sản xuất (PPI), giá tiêu dùng (CPI) trước cú sốc giá nhập khẩu.
Response to Structural One S.D. Innovations ± 2 S.E.
Response of D(IMP) to Shock4
.04 .02 .00 -.02 -.04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 .02
Response of D(PPI) to Shock4
.01 .00 -.01 -.02 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 .008
Response of D(CPI) to Shock4
.004 .000 -.004 -.008 -.012 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Cú sốc giá nhập khẩu có tác động cùng chiều lên giá sản xuất và giá tiêu dùng nhưng tác động không tức thời với độ trễ khoảng 2 quý và tác động tối đa lên giá
sản xuất vào quý 4 và lên giá tiêu dùng vào quý 3 rồi sau đó ngược chiều và biến mất.
4.5.2. Phân tích phản ứng tích lũy
Để đo lường tác động của cú sốc ngoại sinh, cụ thể là cú sốc tỷ giá hối đoái (E), cú sốc giá dầu (Oil), cú sốc giá nhập khẩu (IMP). Các cú sốc này sẽ được chuẩn hóa do thay đổi đơn vị độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái (E), giá dầu (Oil), giá nhập khẩu (IMP) thành cú sốc do thay đổi 1% đơn vị độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái (E), giá dầu (Oil), giá nhập khẩu (IMP). Nhiều nghiên cứu trước đây đã áp dụng phương pháp được gọi là “chuẩn hóa cú sốc” để đo lường tác động của cú sốc ngoại sinh.
Phương pháp này lần đầu được giới thiệu bởi Daniel và Marco Rossi (2002), công thức chuẩn hóa như sau :
PTt,t+j = Pt,t+j/Nt,t+j
Trong đó:
Pt,t+j: sự thay đổi tích lũy của các chỉ số giá trong giai đoạn j do tác động của cú sốc tỷ giá hối đoái
Nt,t+j: sự thay đổi tích lũy của tỷ giá do tác động của cú sốc từ chính nó trong giai đoạn j
Cơng thức tính tương tự đối với chuẩn hóa cú sốc giá dầu, cú sốc giá nhập khẩu. Bảng 4.11. Kết quả hàm phản ứng đẩy của các chỉ số giá với cú sốc 1% từ tỷ giá hối đoái (E)
Kỳ 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
PPI 0.20 0.55 0.46 0.54 0.68 0.67 0.61 0.75 0.74 0.71