IV. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.2. Lựa chọn độ trễ thích hợp
Mơ hình VAR quan tâm nhiều đến cấu trúc trễ vì vậy việc xác định số bước trễ tối ưu khá là quan trọng. Trong nghiên cứu có nhiều tiêu chuẩn để xác định bước trễ tối ưu, về mặt thuật tốn thì việc này có vẻ q phức tạp nhưng với sự hỗ trờ của phần mềm thống kế thì việc này trở nên dễ dàng hơn. Tương tự vậy, để đạt được mơ hình dự báo tốt nhất, tác giả tiến hành kiểm tra độ trễ tối đa, sử dụng công cụ Lag Structure trong Eview đối với mơ hình VAR dựa trên các tiêu chuẩn (FPE, AIC, HQ).
Với cấu trúc dữ liệu tháng trong giai đoạn 2000-2006, dựa trên tiêu chuẩn FPE, AIC, HQ kết quả cho thấy độ trễ bằng 2 là có ý nghĩa nhiều hơn hết.
Bảng 4.2. 2 : Bảng kiểm định phần dư của mơ hình VAR giai đoạn 2000-2006
Qua bảng trên, với kiểm định nghiệm đơn vị phương pháp Augmented Dickey Fuller (ADF) theo tiêu chuẩn thông tin Schwarz Info Criterion (SIC) để kiểm tra tính dừng cho phần dư của phương trình thì kết quả cho thấy giá trị P-value của bảng nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%, vì vậy phần dư của phương trình này là dừng, tương tự kiểm định
tiếp cho các phần dư của các phương trình cịn lại thì kết quả là dừng và điều này cho thấy đây là mơ hình hồn tồn phù hợp.
Bảng 4.2. 3 : Bảng kiểm định độ trễ tối đa của mơ hình VAR giai đoạn 2007-2014
Kết quả giai đoạn hai cho thấy, với tiêu chí lựa độ trễ ( FPE, AIC, HQ) thì độ trễ tối ưu nhất cho mơ hình VAR này là 1.
Bảng 4.2. 4 : Bảng kiểm định phần dư của mơ hình VAR giai đoạn 2007-2014
Qua bảng trên, với kiểm định nghiệm đơn vị phương pháp Augmented Dickey Fuller (ADF) theo tiêu chuẩn thông tin Schwarz Info Criterion (SIC) để kiểm tra tính dừng cho phần dư của phương trình thứ nhất này thì kết quả cho thấy giá trị P-value của bảng nhỏ hơn mức ý nghĩa 5% (Prob=0.0000), vì vậy phần dư của phương trình này là dừng và điều này cho thấy đây là mơ hình này cũng khá phù hợp.
4.3. Kiểm định tính ổn định của mơ hình
Về nguyên tắc, một mơ hình VAR nếu muốn phân tích hàm ứng xung và phân rã phương sai thì cần phải đạt tính ổn định. Một mơ hình được gọi là ổn định khi nó tạo ra các giá trị biến dao động xung quanh giá trị trung bình và phương sai khơng thay đổi theo thời gian. Với nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ & Nguyễn Hữu Tuấn (2012) để chắc chắn xác định độ trễ tối ưu khi mà kết quả chưa đồng nhất theo các tiêu chí (AIC, SC và HQ) thì việc kiểm định thêm tính ổn định mơ hình theo các bước trễ đã cho kết quả tối ưu hơn.
Hình 4.3. 1 : Kiểm định tính ổn định của mơ hình VAR giai đoạn 2000-2006
Với phần mềm EVIEW và phương pháp kiểm định AR Roots, kết quả kiểm định tính ổn định của mơ hình được thể hiện dưới dạng bảng hoặc biểu đồ có số dấu chấm. Vì tất cả các dấu chấm đều nằm trong vòng trịn đơn vị, ta kết luận mơ hình VAR của cả hai giai đoạn đạt được tính ổn định cần có. Điều đó có nghĩa với bước trễ đã lựa chọn ở
trên thì giá trị nghiệm đơn vị nằm trong khoảng giới hạn +/- 1. Qua kết quả của hình trên cho thấy mơ hình trong giai đoạn 2000-2006 là ổn định.
Hình 4.3. 2 : Kiểm định tính ổn định của mơ hình VAR giai đoạn 2007-2014
Tương tự như kết quả giai đoạn trước thì kiểm định AR Roots ở giai đoạn này cho thấy nghiệm đơn vị hướng gần sát với giá trị trung tâm (tọa độ gốc) và khơng có nghiệm nào nằm ngồi giới hạn +/- 1. Điều này chứng tỏ mơ hình VAR với giai đoạn này là ổn định.
4.4. Kiểm định nhân quả Granger
Kết quả kiểm định nhân quả Granger sử dụng cơng cụ Group Statistic trên phần mềm Eview được trình bày trong Bảng dưới.
Để dễ dàng giải thích mối quan hệ giữa các biến tác giả sẽ tóm tắt những kết quả có ý nghĩa để diễn giải mối quan hệ đó qua bảng sau:
Bảng 4.4. 2 : Tóm tắt kết quả kiểm định nhân quả Granger 2000-2006
Giai đoạn 2000-2006
Kiểm định nhân quả Granger Prob.
DOIL => DM2 0.0459**
DOIL => D2CPI 0.0555***
D2CPI => IIP 0.0295**
DM2 => D2CPI 0.0003*
IIP => DM2 0.0018*
Ghi ch ú : Trong đó *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Kết quả giai đoạn 2000-2006 cho thấy có mối quan hệ nhân quả tồn tại giữa các biến giá dầu Thế giới, cung tiền, chỉ số sản xuất công nghiệp và giá tiêu dùng. Trong giai đoạn này, với mức ý nghĩa 1% thì cung tiền tác động đến giá tiêu dùng cũng như chỉ số sản xuất cơng nghiệp tác động đến cung tiền, ngồi ra có sự tác động giữa giá dầu thế giới đến giá tiêu dùng ở mức ý nghĩa 10%, từ giá tiêu dùng đến chỉ số sản xuất công nghiệp và từ giá dầu đến cung tiền với mức 5% trong giai đoạn này.
Bảng 4.4. 3 : Kết quả kiểm định nhân quả Granger giai đoạn 2007-2014
Ghi ch ú : *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Kết quả giai đoạn 2007-2014 cho thấy có mối quan hệ nhân quả tồn tại giữa các biến giá dầu Thế giới, cung tiền, tỷ giá hối đoái và giá tiêu dùng. Qua hai giai đoạn kết quả cho thấy các biến có sự tác động lẫn nhau nên nhìn chung chúng ta có thể thấy được rằng các biến trong mơ hình đều có mối quan hệ với nhau, khơng có biến nào mà khơng có quan hệ với một trong các biến khác nên sẽ khơng có biến nào bị loại khi đưa vào mơ hình nghiên cứu này.
4.5. Phân tích phản ứng xung
Trong phần này, tác giả tiến hành phân tích phản ứng xung nhằm mơ tả cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ và mở cửa thương mại trước các cú sốc các biến độc lập. Phản ứng của các biến số đối với một cú sốc (độ lớn và độ trễ) vừa hàm ý về hiệu quả điều hành các chính sách đồng thời cũng thể hiện sự bất ổn của nền kinh tế.
Trước khi tiến hành phân tích phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng dưới tác động của cú sốc 1% các biến cịn lại thì tác giả thực hiện đo lường hệ số ước lượng trong mơ hình VAR cho cả giai đoạn 2000-2006 và 2007-2014.
Trong giai đoạn 2000-2006: Kết quả hệ số ước lượng cho thấy ngoại trừ biến giá dầu thế giới và tỷ giá hối đoái là tác động ngược chiều thì cung tiền và chỉ số cơng nghiệp có sự tác động cùng chiều với giá tiêu dùng. Cùng với kết quả đó cho ta thấy được, giá dầu có tầm ảnh hưởng lớn nhất khi tác động đến chỉ số giá tiêu dùng trong, trái ngược với điều đó thì tỷ giá hối đối vẫn chưa giải thích được nhiều trong sự biến đổi của giá tiêu dùng ở giai đoạn này.
Bảng 4.5. 2 : Kết quả ước lượng hệ số trong mơ hình VAR 2007-2014
Bên cạnh đó, cùng với kết quả tương ứng cho giai đoạn 2007-2014 cho thấy các biến đều có tác động cùng chiều đối với giá tiêu dùng. Tương tự như giai đoạn trước thì
biến giá dầu thế giới cũng chiếm tầm ảnh hưởng lớn khi tác động đến chỉ số giá tiêu dùng ngoại trừ chính nó, khác với giai đoạn trước thì biến chỉ số sản xuất cơng nghiệp có ảnh hưởng khơng nhiều đến chỉ số giá tiêu dùng
Trong hai giai đoạn nghiên cứu tầm quan trọng của các yếu tố đến giá tiêu dùng thì qua kết quả trên cho ta thấy được trong khi giá dầu Thế giới có tầm ảnh hưởng lớn nhất thì ngược lại chỉ số cơng nghiệp có tác động tương đối yếu, bên cạnh đó ngoại trừ chính nó thì lần lượt đến các biến khác như tỷ giá hối đoái, cung tiền cũng đã khẳng định mức độ ảnh hưởng của chúng đến sự thay đổi giá qua từng giai đoạn.
Tuy nhiên trong mơ hình VAR thì các biến nội sinh bao giờ cũng có sự tác động qua lại lẫn nhau. Để xem xét xem giá tiêu dùng phản ứng như thế nào với các biến còn lại, tác giả tiến hành phân tích phản ứng tích lũy của CPI dưới tác động của một cú sốc 1% các biến. Kết quả phân tích phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng trước cú sốc 1% các biến giải thích cho 2 giai đoạn nghiên cứu được thể hiện lần lượt trong các bảng sau.
Bảng 4.5. 3 : Tóm tắt phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng trước cú sốc 1% của các biến qua giai đoạn 2000-200, 2007 -2014
P eriod 2000 - 2006 2007 - 2014
D2CPI DOIL IIP DM2 DNEER DCPI DOIL IIP DM2 DNEER
1 0.638778 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.224300 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.404313 (0.118730) 0.012340 0.143507 (0.003883) 2.077791 0.511423 0.101178 0.130414 0.278254 3 0.370956 (0.120408) 0.019689 0.140870 (0.040014) 2.680099 0.946827 0.247262 0.524766 0.588411 4 0.363083 (0.135882) 0.020234 0.123568 (0.042693) 3.078034 1.310125 0.220177 0.750246 0.720828 5 0.403998 (0.093372) 0.022441 0.127480 (0.001035) 3.311717 1.531177 0.207888 0.875986 0.735006 6 0.430240 (0.083640) 0.028564 0.128916 (0.017082) 3.421158 1.700134 0.225202 0.997186 0.739374 7 0.374045 (0.123053) 0.037610 0.114738 (0.006646) 3.469663 1.827788 0.213770 1.074334 0.748713 8 0.389279 (0.134375) 0.060552 0.128653 (0.011828) 3.487441 1.913503 0.193250 1.109786 0.747029 9 0.405227 (0.112459) 0.043589 0.115363 (0.010134) 3.484997 1.965783 0.187365 1.133193 0.740106 10 0.395690 (0.109955) 0.043425 0.121798 (0.012820) 3.473285 1.998843 0.182351 1.148419 0.734028 11 0.395454 (0.119968) 0.061649 0.123327 (0.014665) 3.460355 2.018120 0.174837 1.153506 0.727970
12 0.394110 (0.120293) 0.047192 0.118591 (0.013148) 3.448144 2.028093 0.170654 1.154711 0.722580 13 0.396631 (0.117103) 0.049081 0.121039 (0.014962) 3.437543 2.032972 0.168685 1.155104 0.718932 14 0.397364 (0.116658) 0.052495 0.120546 (0.015810) 3.429374 2.034930 0.166654 1.154166 0.716373 15 0.395062 (0.118371) 0.050515 0.120312 (0.016118) 3.423425 2.035065 0.165284 1.152640 0.714398 16 0.395854 (0.118947) 0.051810 0.120641 (0.016867) 3.419151 2.034410 0.164742 1.151425 0.713087 17 0.396309 (0.118181) 0.050736 0.120007 (0.017276) 3.416239 2.033550 0.164374 1.150424 0.712304 18 0.396031 (0.118220) 0.051120 0.120303 (0.017919) 3.414368 2.032670 0.164100 1.149545 0.711803 19 0.396023 (0.118700) 0.051795 0.120208 (0.018420) 3.413197 2.031888 0.164018 1.148907 0.711499 20 0.395932 (0.118818) 0.051258 0.119998 (0.018794) 3.412495 2.031271 0.164009 1.148481 0.711348 21 0.396070 (0.118789) 0.051471 0.120048 (0.019272) 3.412109 2.030809 0.164002 1.148175 0.711276 22 0.396083 (0.118849) 0.051590 0.119946 (0.019670) 3.411917 2.030474 0.164016 1.147971 0.711246 23 0.395998 (0.119000) 0.051594 0.119905 (0.020040) 3.411836 2.030243 0.164044 1.147849 0.711243 24 0.396036 (0.119098) 0.051694 0.119862 (0.020395) 3.411818 2.030091 0.164065 1.147776 0.711254 25 0.396048 (0.119138) 0.051681 0.119793 (0.020718) 3.411831 2.029995 0.164081 1.147732 0.711267 26 0.396044 (0.119206) 0.051751 0.119767 (0.021033) 3.411856 2.029936 0.164096 1.147711 0.711281 27 0.396044 (0.119285) 0.051810 0.119721 (0.021321) 3.411883 2.029903 0.164107 1.147703 0.711293 28 0.396041 (0.119348) 0.051826 0.119679 (0.021588) 3.411907 2.029886 0.164114 1.147700 0.711302 29 0.396049 (0.119401) 0.051870 0.119646 (0.021843) 3.411928 2.029878 0.164119 1.147701 0.711309 30 0.396050 (0.119454) 0.051904 0.119610 (0.022080) 3.411943 2.029875 0.164123 1.147703 0.711314 31 0.396048 (0.119507) 0.051936 0.119580 (0.022301) 3.411955 2.029876 0.164125 1.147706 0.711318 32 0.396051 (0.119555) 0.051968 0.119550 (0.022509) 3.411962 2.029877 0.164126 1.147709 0.711320 33 0.396052 (0.119598) 0.051993 0.119521 (0.022703) 3.411968 2.029879 0.164127 1.147711 0.711322 34 0.396053 (0.119640) 0.052021 0.119496 (0.022886) 3.411971 2.029881 0.164127 1.147712 0.711323 35 0.396054 (0.119679) 0.052046 0.119471 (0.023056) 3.411973 2.029882 0.164127 1.147713 0.711323 36 0.396055 (0.119716) 0.052068 0.119448 (0.023215) 3.411974 2.029884 0.164127 1.147714 0.711323 37 0.396065 (0.119750) 0.052090 0.119427 (0.023365) 3.411975 2.029884 0.164127 1.147715 0.711324 38 0.396057 (0.119782) 0.052110 0.119407 (0.023504) 3.411975 2.029885 0.164127 1.147715 0.711324 39 0.396058 (0.119812) 0.052129 0.119388 (0.023635) 3.411976 2.029886 0.164127 1.147715 0.711324
40 0.396058 (0.119840) 0.052146 0.119371 (0.023758) 3.411976 2.029886 0.164127 1.147716 0.711324 … … … … … … … … … … … 69 0.396067 (0.120191) 0.052368 0.119151 (0.025291) 3.411975 2.029886 0.164127 1.147716 0.711323 70 0.396067 (0.120195) 0.052370 0.119148 (0.025308) 3.411975 2.029886 0.164127 1.147716 0.711323
Qua bảng trên cho thấy với giai đoạn đầu, phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng khi các biến thay đổi 1% có chiều hướng dao động tăng giảm trong khoảng thời gian trước 24 tháng đầu năm rồi sau đó ổn định dần qua các kỳ. Cụ thể với biến tỷ giá, phản ứng tích lũy giá tiêu dùng dưới cú sốc 1% tỷ giá ở giai đoạn này là âm không đáng kể, trong giai đoạn này phản ứng tích lũy đạt -0.017% % sau 6 tháng và ổn định dần sau 24 tháng, so sánh với kết quả tính được với hệ số truyền dẫn ở các nước Đông Á trong bài nghiên cứu ITO Takatoshi & SATO Kiyotaka (2007) hệ số truyền dẫn vào giá tiêu dùng ở Thái Lan là 0.05, Malaysia 0.02, Hàn Quốc là 0.08 sau 12 tháng, với nghiên cứu khá đầy đủ của Võ Văn Minh (2009) mức trung bình của hệ số truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng sau 12 tháng là 0.08. Có thể nhận xét hệ số truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng tại Việt Nam trong nghiên cứu này là 0.01 sau 12 tháng là khá thấp.
Tương tự với tác động ngược chiều, biến giá dầu thế giới phản ứng tích lũy giá tiêu dùng đạt – 0.08% sau 6 tháng và ổn định dần sau 12 tháng. Bên cạnh đó, trái ngược với biến giá dầu thế giới thì với biến trị giá sản xuất cơng nghiệp có sự tác động cùng chiều khi phản ứng với giá và đạt 0.028% sau 6 tháng và bắt đầu ổn định sau 18 tháng, riêng với biến cung tiền thì phản ứng tích lũy giá tiêu dùng với biên độ giảm rồi tăng và ổn định sau khoảng 20 tháng.
Trái ngược với kết quả giai đoạn trước thì phản ứng tích lũy giá tiêu dùng trước cú sốc các biến với giai đoạn 2007 – 2014 có tác động cùng chiều và thay đổi tăng dần qua các thời kỳ và nhưng với giai đoạn này thì các biến có chiều hướng ổn định dần sau khoảng thời gian 12 tháng. Trong đó, phản ứng với cú sốc tỷ giá hối đoái trong giai đoạn tăng so với giai đoạn trước cụ thể là đạt 0.73% sau 6 tháng. Nghiên cứu Trần
0.800000 0.700000 0.600000 0.500000 0.400000 GD1 GD2 0.300000 0.200000 0.100000 0.000000 1 5 9 13 17 21 25 29 33 37 41 45 49 53 57 61 65 69 (0.100000)
Ngọc Thơ & Nguyễn Hữu Tuấn (2012) thì phản ứng tích lũy lạm phát trước cú sốc M2 sau thời kỳ gia nhập WTO có chiều hướng tăng so với giai đoạn trước WTO, tương tự với điều đó thì kết quả cho thấy phản ứng của giá trước cú sốc cung tiền tăng dần ở giai đoạn sau, điều này cũng có thể được giải thích rằng khi mà Việt Nam trong giai đoạn hội nhập cao, nguồn vốn nước ngoài vào Việt Nam gia tăng mạnh và nhằm mục tiêu ổn định và phá giá nhẹ tỷ giá để hỗ trợ xuất khẩu, thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, Ngân hàng nhà nước đã cung ứng một lượng tiền nội tệ để mua ngoại tệ và điều này làm cho tổng phương tiện thanh toán cao thúc đẩy gia tăng lạm phát.
Phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng khi tỷ giá hối đối thay đổi 1% được phân tích rõ hơn qua các thời kỳ được thể hiện trong Hình bên dưới.
Hình 4. 5.1 : Phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng trước 1 cú sốc tỷ giá qua hai giai đoạn 2000-2006, 2007-2014
Khi tỷ giá thay đổi 1%, phản ứng giá tiêu dùng là ngược chiều cho giai đoạn đầu và cùng chiều cho giai đoạn sau, trong thời kỳ 6 tháng đầu đạt - 0.01% cho giai đoạn trước và 0.73% cho giai đoạn sau và phản ứng tăng mạnh qua các kỳ rồi ổn định dần, kết quả trên cho thấy ở giai đoạn sau giá tiêu dùng nhạy cảm hơn đối với tỷ giá hối
đoái. Tương tự kết quả nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) với dữ liệu tháng, cho thấy ở giai đoạn trước khi Việt Nam gia nhập WTO, khi tỷ giá tăng 1% thì chỉ số giá tiêu tăng 0.046% ở tháng thứ hai, còn ở giai đoạn sau khi Việt Nam gia nhập WTO thì khi tỷ giá tăng 1% thì chỉ số giá tiêu dùng tăng 0.375% ở tháng đầu tiên. Các tác giả có cùng kết luận rằng thời kỳ sau WTO thì lạm phát của Việt Nam trở nên nhạy cảm hơn so với cú sốc tỷ giá hối đoái.
Xét về từng giai đoạn cho thấy giai đoạn sau có tốc độ tăng mạnh hơn so với giai đoạn trước trong suốt thời kỳ. Kết quả cho thấy với giai đoạn trước hiệu quả tức thời thì thấp hơn, thời gian biến động của tỷ giá hối đối càng lâu thì càng có tác động lớn hơn lên giá tiêu dùng. Điều này cũng chứng minh rằng ERPT chưa thực sự hoàn toàn.
So sánh kết quả phản ứng giá tiêu dùng theo các thời kỳ khác nhau theo từng giai đoạn cho thấy được yếu tố ảnh hưởng đến ERPT lúc này. Sự khác biệt đó được thể hiện khi thực tiễn môi trường kinh tế trong 2 giai đoạn này hồn tồn khác nhau, ngun nhân sự khác biệt đó cũng có thể được giải thích khi mà ở giai đoạn 2 việc gia tăng chính sách mở cửa được đẩy mạnh và thắt chặt chính sách tiền tệ được chú trọng để kiểm soát lạm phát mặc dù lạm phát lúc này cũng biến động khá cao do ảnh hưởng của các cuộc biến động kinh tế lớn trên toàn cầu. Điều này cũng khá phù hợp so và có thể chứng minh cho giả thuyết mà tác giả đặt ra đó là kỳ vọng ERPT ở giai đoạn 1 thấp hơn giai đoạn 2 vì ở giai đoạn 2, tỷ lệ lạm phát cao hơn và mức độ mở cửa lớn hơn.