Trong phần nghiên cứu này, tác giả sử dụng dữ liệu theo tháng trong giai đoạn từ M1 2001 đến M6 2013. Dữ liệu thu thập chủ yếu từ các nguồn sau:
- Thống kê của quỹ tiền tệ quốc tế IMF: Thống kê tài chính (IFS) - Tổng cục thống kê Việt Nam: GOS
- Chỉ số tài chính và phát triển ngân hàng Châu Á (ADB). - Ngân hàng Nhà nước Việt Nam.
Dùng mơ hình VAR để xem xét mức độ truyền dẫn của giá dầu vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam, tác giả thực hiện các bước sau:.
- Bước 1: Kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng hay khơng dừng của biến theo dãy số thời gian. Sau đó, lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến trong
- Bước 2: Thực hiện kiểm định mơ hình VAR
3.3 Kiểm định nghiệm đơn vị
Tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị riêng lẻ từng biến để xác định thuộc tính dừng của các chuỗi số thời gian của các biến trong mơ hình thực nghiệm. Trong nghiên cứu này tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF. Kết quả như sau:
Bảng 3.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị các biến trong phƣơng trình (7)
ADF 1% 5% 10% Kết quả LNM2 0.030433 -3.474567 -2.880853 -2.577147 Không dừng LNR -1.426001 -3.474567 -2.880853 -2.577147 Không dừng ADF LNM2 -10.12187 -3.474874 -2.880987 -2.577219 Dừng LNR -10.60328 -3.474874 -2.880987 -2.577219 Dừng
Chuỗi OIL, CPI và IP tác giả đã kiểm định tính dừng trong phần trên. Kết quả cho thấy các biến dừng ở sai phân bậc 1 I(1).
3.4 Chọn bƣớc trễ tối ƣu cho các biến trong mơ hình
Trước khi tiến hành phân tích mơ hình VAR, tác giả tiến hành chọn bước trễ cho các biến trong mơ hình. Kết quả kiểm định bước trễ cho thấy: theo các tiêu chuẩn LR, FPE, AIC độ trễ trong mơ hình được chọn là 4. Theo tiêu chuẩn HQ độ trễ lựa chọn là 2. Tham khảo các bài nghiên cứu liên quan, tác giả thấy độ trễ là 2 phù hợp cho mơ hình (Du và cộng sự (2010), A. NAZIF ÇATIK và MEHMET KARAÇUKA (2012)).
Bảng 3.2: Độ trễ tối ƣu trong mơ hình VAR
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: DLNCPI DLNM2 DLNOIL DLNR DLNIP Exogenous variables: C
Date: 09/18/13 Time: 23:52 Sample: 2001M01 2013M06 Included observations: 141
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 1070.282 NA 1.88e-13 -15.11038 -15.00582 -15.06789 1 1322.268 482.5257 7.54e-15 -18.33004 -17.70264* -18.07509 2 1362.255 73.73549 6.10e-15 -18.54262 -17.39240 -18.07521* 3 1395.257 58.51391 5.46e-15 -18.65613 -16.98307 -17.97625 4 1427.981 55.70000* 4.93e-15* -18.76568* -16.56980 -17.87335 5 1447.816 32.35581 5.36e-15 -18.69243 -15.97371 -17.58764 6 1471.709 37.27895 5.52e-15 -18.67672 -15.43517 -17.35947 7 1494.002 33.20363 5.86e-15 -18.63833 -14.87396 -17.10862 8 1512.072 25.63107 6.66e-15 -18.54003 -14.25283 -16.79786
* 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
3.5 Kiểm định Granger
Dùng kiểm định Granger tác giả chủ yếu tập trung vào mối quan hệ nhân quả giữa giá dầu, lạm phát và sản lượng. Granger xem một biến y có thể giúp dự báo một biến x. Tác giả lựa chọn giai đoạn xảy ra cú sốc là từ 2001:1-2008:12, giai đoạn sau là 2009:1-2013:6, vì giá dầu thơ đạt mức cao nhất vào năm 2008 (132.55$/thùng) và đây cũng là năm diễn ra khủng hoảng kinh tế toàn cầu và cũng phù hợp với giai đoạn xảy ra cú sốc của Du và các cộng sự (2010). Ngoài ra, kiểm định tiêu chuẩn Chow (1960) cũng cho thấy mức ý nghĩa của F-statistic là 10% với cú sốc cấu trúc xảy ra vào 2008:12.
Chúng ta chia mẫu thành hai giai đoạn nghiên cứu với cú sốc cấu trúc là 2008:12, từ đó thực hiện kiểm định Granger cho tồn bộ mẫu và hai giai đoạn 2001:1-2008:12
Bảng 3.3: Kết quả kiểm định Granger
Giả thiết H0
2001:1-2013:6 2001:1-2008:12 2009:1-2013:6
Chi-sq p-value Chi-sq p-value Chi-sq p-value OIL khơng giải thích GDP 2,263609 0,3225 1,132325 0,5677 1,698578 0,4277 OIL khơng giải thích CPI 6,991087* 0,0303 6,633285** 0,0363 1,050907 0,5913 GDP khơng giải thích OIL 1,585849 0,4525 4,717375* 0,0945 2,247798 0,1288 CPI khơng giải thích OIL 3,299943 0,1921 5,285853* 0,0712 0,798571 0,6708
***, **,* thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Bảng kiểm định Granger cho thấy trong giai đoạn 2001:1-2008:12 cũng như giai đoạn 2001:1-2013:6 biến giá dầu thế giới có ảnh hưởng tới CPI và khơng có ảnh hưởng tới GDP. Đặc biệt, trong giai đoạn 2001:1-2008:12 GDP và CPI giải thích cho sự biến động của giá dầu.
Giai đoạn 2009:1-2013:12 và toàn bộ thời gian nghiên cứu thì GDP và CPI đều khơng có tác động tới giá dầu thế giới, điều này có thể giải thích do Việt Nam là nền kinh tế phụ thuộc 100% vào nhập khẩu xăng dầu thành phẩm, nền kinh tế nhỏ nên khơng có quyền trong việc quyết định giá dầu. Mặc dù, tháng 10 năm 2009 Việt Nam điều hành giá xăng dầu theo cơ chế thị trường có sự quản lý của Nhà Nước có thể làm cho giá xăng dầu nội địa tương quan mạnh hơn với giá dầu thế giới, nhưng giá xăng dầu thế giới lại khơng có tác động đáng kể tới nền kinh tế Việt Nam.
3.6 Hàm phản ứng xung
Tác giả dùng hàm phản ứng xung để ước tính mức độ tác động mạnh của các cú sốc giá dầu trên mơ hình VAR. Tác giả tập trung vào giai đoạn 2001:1-2008:12 vì giai đoạn 2009:1-2013:12 sự tương tác giữa giá dầu thế giới và kinh tế vĩ mô của Việt Nam là khơng đáng kể. Hình 2 thể hiện phản ứng của GDP, CPI, lượng cung tiền và lãi suất ngắn hạn đối với một đơn vị của biến động giá dầu với hai dải sai số chuẩn.
Hình 2: Hàm phản ứng xung của cú sốc giá dầu OIL
Kết quả cho thấy cú sốc giá dầu có tương quan dương làm tăng tốc độ tăng trưởng GDP. Mức tác động lớn nhất đạt được sau khoảng 5 tháng, sau đó ảnh hưởng của cú sốc trở nên nhỏ hơn sau 8 tháng.
Đúng như kỳ vọng, lạm phát CPI có tương quan dương với giá dầu thế giới trong khoảng trước 4 tháng. Mức tác động lớn nhất đạt được trong 2 tháng và sau đó giảm dần. Việt Nam là một nước nhập khẩu dầu, tăng giá dầu đã làm tăng chi phí sản xuất do đó làm tăng giá các mặt hàng khác. Trong khi đó, từ khoảng tháng 5 đến tháng 8 tương quan giữa giá dầu và lạm phát là âm. Kết quả từ bảng 3.4 thể hiện cú sốc giá dầu dương có phản ứng tích lũy dương tới lạm phát CPI. Đặc biệt hơn, 100% cú sốc giá dầu làm CPI gia tăng tích lũy khoảng 0.6%
ngắn hạn đạt được khoảng 2 tháng sau cú sốc và biến mất sau khoảng 8 tháng. Trong khi đó, biến cung tiền có tác động lớn nhất sau khoảng 4 tháng và biến mất sau khoảng 5 tháng.
Bảng 3.4: Phản ứng tích lũy của biến động giá dầu
Period DLNCPI DLNM2 DLNR DLNIP
1 0.001156 -0.000447 0.000934 -0.004469 2 0.003095 -0.002194 0.021023 -0.011856 3 0.004116 -0.005733 0.038758 -0.006434 4 0.004689 -0.007268 0.047561 0.005815 5 0.005034 -0.008138 0.051918 0.021161 6 0.005215 -0.008399 0.053299 0.037517 9 0.005551 -0.008316 0.053334 0.084999 12 0.005840 -0.008244 0.053591 0.128774 14 0.006023 -0.008225 0.053872 0.156442 15 0.006111 -0.008215 0.054005 0.169858
3.7 Phân rã phƣơng sai
Phân rã phương sai tách biệt các biến trong thành phần cú sốc vào mơ hình và cung cấp thêm thông tin về ảnh hưởng của từng thay đổi ngẫu nhiên đến các biến trong mơ hình VAR. Trong phần này tác giả tập trung chủ yếu vào phân rã phương sai của GDP và CPI để xem có bao nhiêu trong những thay đổi bất ngờ của hai biến này được giải thích bởi mỗi loại cú sốc khác nhau.
Kết quả thấy rằng cú sốc giá dầu tác động nhỏ tới biến động cho cả GDP và CPI. Biến cung tiền tác động lớn nhất tới GDP hơn là chính nó, mức tác động khá cao khoảng 20% sau khoảng 3 tháng. Đối với chỉ số CPI giải thích của GDP là một trong những quan trọng nhất, chiếm khoảng 20% sau 3 tháng, và cú sốc giá dầu chiếm khoảng 3%, trong khi cung tiền và lãi suất ngắn hạn đóng góp tương ứng khoảng 10% và 2%.
Hình 3: Phân rã phƣơng sai của GDP và CPI
Tóm lại, khi có một sự thay đổi trong cung tiền sẽ tác động mạnh tới GDP. Mặt khác khi có một cú sốc giá dầu, sản lượng sẽ biến động mạnh sau 5 tháng ở mức khoảng 8% và lạm phát CPI chịu biến động ngay ở mức 3%.
3.8 Tác động không đối xứng (Asymmetric) của giá dầu
Phân tích phần trên dựa trên giả định tác động của giá dầu vào nền kinh tế là tuyến tính, tuy nhiên phần lớn các bài nghiên cứu trước cho thấy khả năng tác động của giá dầu là không đối xứng. Trong phần này, tác giả xem xét tác động phi tuyến của giá dầu trong ba giai đoạn là 2001:1-2008:12, 2009:1-2013:6 và 2001:1-2013:6. Tác giả chọn phương pháp đánh giá của Mork (1989) cho rằng sự không đối xứng dựa
trên sự thay đổi của giá dầu, mà cụ thể là sự tăng giảm của giá dầu. Đánh giá như sau:
ot+ = { ot, nếu ot > 0, ngược lại = 0}, với ot+ là sự thay đổi dương trong giá dầu ot- = { ot, nếu ot < 0, ngược lại = 0}, với ot- là sự thay đổi âm trong giá dầu
Để áp dụng mơ hình VAR, tác giả cũng thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị và Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo Mork (1989) như sau:
Bảng 3.5: Kiểm định nghiệm đơn vị trong chuỗi thay đổi giá dầu
ADF 1% 5% 10% Kết quả
ot+ -11.25931 -3.474567 -2.880553 -2.577147 Dừng
ot- -7.509485 -3.474567 -2.880553 -2.577147 Dừng
Để so sánh với mơ hình tuyến tính, một lần nữa tác giả chia mẫu nghiên cứu thành hai mẫu nhỏ với cú sốc cấu trúc là 2008:12. Phần này, tác giả chỉ tập trung vào ảnh hưởng của CPI với giá dầu. Thực hiện kiểm định Granger và phản ứng xung với mẫn nghiên cứu này, kết quả trong bảng dưới đây:
Bảng 3.6 : Kiểm định Granger với CPI và chuỗi giá dầu chuyển đổi
Giả thiết H0
2001:1-2013:6 2001:1-2008:12 2009:1-2013:12
Chi-sq p-value Chi-sq p-value Chi-sq p- value O+ khơng giải thích CPI 7,818855** 0,0201 3,612213 0,1643 2,604164 0,2720 CPI khơng giải thích O+ 5,680244* 0,0584 11,34308* 0,0034 0,86093 0,6502 O- khơng giải thích CPI 3,223825 0,1995 5,514692* 0,0635 1,821603 0,4022 CPI khơng giải thích O- 0,862855 0,6496 1,451800 0,4839 1,242084 0,5374 ***, **,* thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Giống như kết quả kiểm định Granger phần trên, kiểm định Granger cho thấy biến động giá dầu dương là nguyên nhân giải thích cho sự biến động của chỉ số CPI trong giai đoạn 2001:1-2013:6 tại mức ý ngĩa 5% và thay đổi giảm trong dầu là nguyên nhân giải thích cho CPI trong giai đoạn 2001:1-2008:12. Trong khi đó, CPI cũng tác động tới thay đổi tăng trong giá dầu trong giai đoạn 2001:1-2008:12 và toàn bộ mẫu nghiên cứu đối với giá dầu tăng với mức ý nghĩa 10%.
Hình 5: Phản ứng xung với O-
Kết quả trong 2 giai đoạn nghiên cứu là giống nhau. Đối mặt với một cú sốc giá dầu dương, Ngân hàng trung ương có xu hướng giảm cung tiền và tăng lãi suất để ngăn chặn lạm phát. Trong khi đó sản lượng và lạm phát tác động dương tới cú sốc giá dầu. Tác động mạnh nhất của giá dầu lên lạm phát là sau khoảng 2 tháng và nhỏ nhất sau khoảng 8 tháng.
KẾT LUẬN CHƢƠNG 3
Khi xem xét tác động của giá dầu thế giới lên nền kinh tế Việt Nam mà chủ yếu là trên lạm phát bằng mơ hình VAR, tác giả nhận thấy giá dầu có tác động dương tới lạm phát. Lạm phát được giải thích bởi giá dầu cũng được tìm thấy trong kiểm định Granger. Phân rã phương sai cũng cho thấy lạm phát cũng chịu biến động giá dầu ngay ở mức 3%. Kết quả cho thấy biến động giá dầu là không đối xứng và phi tuyến.
KẾT LUẬN CHUNG
Qua nghiên cứu về mức độ truyền dẫn của giá dầu vào lạm phát Việt Nam trong giai đoạn 2001 – 2013, tác giả rút ra những kết luận sau:
- Trong dài hạn, mức độ truyền dẫn của giá dầu vào lạm phát của Việt Nam là 0,093621. Mức truyền dẫn này là khơng hồn tồn
- Trong ngắn hạn, mức truyền dẫn là 0,016631. Bên cạnh đó, lạm phát Việt Nam bị ảnh hưởng của chính lạm phát của 1 tháng trước và 2 tháng trước tức sự tăng giá có tính chu kỳ. Mức truyền dẫn trong ngắn hạn thấp hơn trong dài hạn. Trong ngắn hạn, truyền dẫn giai đoạn giá dầu cao lớn hơn trong giai đoạn giá dầu biến động mạnh, điều này có thể do cú sốc giá dầu chỉ là tạm thời.
- Trong giai đoạn nghiên cứu mức truyền dẫn của giá dầu vào lạm phát của Việt Nam có xu hướng tăng dần. Nghiên cứu cũng cho thấy lạm phát có mối quan hệ cùng chiều với độ chênh sản lượng (output gap) của nền kinh tế. Có thể từ năm 2009 Việt Nam thả nổi quản lý giá xăng dầu và Việt Nam cũng tự sản xuất được xăng dầu thành phẩm đáp ứng 1/3 nhu cầu thị trường tiêu thụ nên tác giả khơng tìm thấy mối quan hệ giữa giá dầu thế giới và lạm phát trong giai đoạn 2009:1-2013:6.
- Bằng mơ hình VAR tác giả xem xét biến động giá dầu tác động đến nền kinh tế Việt Nam với các biến về sản lượng, cung tiền, lãi suất ngắn hạn và lạm phát. Tác giả tìm thấy mối tương quan dương giữa giá dầu và lạm phát. Từ những phân tích trên tác giả có khuyến nghị như sau:
- Kiểm sốt lạm phát thơng qua việc kiểm sốt giá dầu sẽ có hiệu quả vì lạm phát và giá dầu có mối tương quan dương.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt
Bạch Thị Phương Thảo (2011), “Truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá tại Việt Nam giai đoạn 2001 - 2011”, Luận văn Thạc sỹ ĐH Kinh Tế TP HCM.
Nguyễn Thị Liên Hoa & Trần Đặng Dũng, “Nghiên cứu lạm phát tại Việt Nam theo phương pháp SVAR”, Tạp chí phát triển & hội nhập, số 10(20), tháng 05-06/2013.
Nguyễn Thị Ngọc Trang & Lục Văn Cường, “ Sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái vào các mức giá tại Việt Nam”, Tạp chí phát triển & hội nhập, số 7(17), tháng 11-12/2012.
Trần Quốc Phong (2012), “’Mức độ truyền dẫn của tỷ giá vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam giai đoạn 2000 – 2011”, Luận văn Thạc sỹ ĐH Kinh Tế TP HCM.
Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Hữu Tuấn, “ Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mơ hình SVAR” , Tạp chí phát triển & hội nhập, số 10(20), tháng 05-06/2013.
Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2011), “Nghiên cứu sơ thảo về phá giá tiền tệ và một số khuyến nghị chính sách cho Việt Nam”, đề tài nghiên cứu khoa học.
Tiếng Anh
Barsky, Robert B., Kilian, Lutz, 2004. Oil and the acroeconomy since the 1970s. Journal of Economic Perspectiyes 18 (4), 115–134.
Bernanke, S. Ben, et al., 1997. Systematic monetary policy and the effects of oil price shocks. Brookings Paper on Economic Activity 1, 91–157.
Blanchard, Oliyier J., Gali, Jordi, 2007. The macroeconomic effects of oil shocks: Why are the 2000s so different from the 197Os. NBER Working Paper Series, p. w13368.
Chow, C. Gregory, 1960. Tests of equality between sets of coefficients in two linear regressions. Econometrica 28 (3), 591–605.
Du, He, Wei (2010). The relationship between oil price shocks and China’s macro-economy: An empirical analysis. Energy policy 38 (2010) 4142- 4151.
Central Bank of Chile.
Hamilton, James, 1996. This is what happened to the oil price-