2.1 Mức độ truyền dẫn của giá dầu vào lạm phát của Việt Nam trong gia
2.1.7 Mức độ truyền dẫn của giá dầu vào lạm phát trong dài hạn
Do giá dầu, lạm phát và độ chênh sản lượng có mối quan hệ đồng liên kết nên tác giả xem xét truyền dẫn giá dầu trong dài hạn bằng mơ hình thực nghiệm (3). Kết quả truyền dẫn giá dầu trong dài hạn được thể hiện trong bảng như sau:
Bảng 2.4: Truyền dẫn giá dầu vào lạm phát trong dài hạn
Constant βy β0
Coefficient -1.559428*** 0.583228*** 0.093621*
t-Statistic -3,604597 10,19155 1,86378
***, **, * thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%
Từ bảng kết quả trên cho thấy, trong dài hạn hầu như tất cả các biến trong phương trình đều ảnh hưởng đến lạm phát cụ thể như sau: βy có ý nghĩa thống kê tại mức 1%, β0 có ý nghĩa thống kê tại mức 10%. Truyền dẫn trong dài hạn là 0.093621 nghĩa là khi giá dầu tăng 1% thì sẽ tác động làm lạm phát Việt Nam tăng 0,093621%, mức truyền dẫn là khơng hồn tồn. Nhìn chung, trong dài hạn mức truyền dẫn tại Việt Nam thấp hơn mức truyền dẫn tại các nước trong khu vực các nước Châu Á mới nổi theo kết quả nghiên cứu của Chou, Tseng (2011) mức truyền dẫn bình quân là 0.1178 và cũng thấp hơn mức truyền dẫn tại 19 nước công nghiệp bao gồm các quốc gia Châu Âu, Mỹ và Nhật theo tác giả Chen (2009) mức truyền dẫn bình quân là 0.1662. Ngược lại, mức truyền dẫn trên cao hơn mức truyền dẫn tại Đài Loan theo Chou, Tseng (2011) là 0.06 khi nghiên cứu về mức truyền dẫn giá dầu vào lạm phát tại Đài Loan.
Bảng 2.5 : Độ lớn mức truyền dẫn giá dầu theo nghiên cứu của Chou, Tseng (2011)
Tác động của biến độ chênh sản lượng lên lạm phát mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê. Mức truyền dẫn là 0.583228, điều này cho thấy khi sản lượng dài hạn tăng 1% sẽ làm giá cả hàng hóa tăng 0,583228%, mức truyền dẫn là khơng hồn tồn.
2.1.8 Mức độ truyền dẫn trong ngắn hạn: mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM
Trước hết để áp dụng mơ hình ECM hiệu quả tác giả thực hiện kiểm định tính dừng của ECt trong công thức (3). Kết quả EC chỉ không dừng tại mức 1%, nên việc áp dụng mơ hình ECM là khả thi.
Tác giả sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM để tính tốn mức độ truyền dẫn của giá dầu trong ngắn hạn. Phần dư ECt được tính từ vec tơ đồng tích hợp theo phương pháp Johansen trong mơ hình (2), phần dư ECt được đưa vào mơ hình ECM nhằm đảm bảo mối quan hệ cân bằng dài hạn được thỏa mãn.
Bảng 2.6: Kết quả kiểm định tính dừng của giá trị EC trong phƣơng trình (3)
Adj. t-Stat Prob.*
Phillips-Perron test statistic -3.163952 0.0242
Test critical values: 1% level -3.474567
5% level -2.880853
10% level -2.577147
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Do các biến số ở dạng chuỗi gốc I(0) là dãy số thời gian không dừng, các biến số ở dạng sai phân bậc 1 I(1) là các dãy số thời gian có tính dừng nên ta đưa các biến số ở dạng sai phân bậc 1 vào mơ hình.
Theo Adolfson (2001), Chen (2009), truyền dẫn từng phần trong ngắn hạn là θ1, tổng mức truyền dẫn trong ngắn hạn là ω = θ1+ φβ0
Bảng 2.7: Kết quả mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM
Coefficient t-Statistic Constant 0.002711*** 4.165113 πt-1 0.466562*** 6.521778 πt-2 0.141910** 2.200245 OPGAP 0.006150 0.809838 ΔOt-1 0.017350** 2.140253 ΔOt-2 -0.007677 -1.031824 ECt-1 -0.007677* -1.654110 SRPT = θ1+ φβ0 0.016631
***, **, * thể hiện mức ý nghĩa thống kê là 1%, 5% và 10%
Qua bảng kết quả hồi qui trên, ta thấy một số biến giải thích có ý nghĩa thống kê. Trong ngắn hạn, truyền dẫn từng phần là 0.017350 và tổng mức truyền dẫn của giá dầu vào lạm phát Việt Nam là 0.016631 tức là khi xảy ra một cú sốc làm giá dầu
thay đổi 1% sẽ làm lạm phát thay đổi là 0,016631% để điều chỉnh về mức cân bằng trong dài hạn, mức truyền dẫn này là khơng hồn tồn. Mức truyền dẫn này là cao hơn so với mức truyền dẫn ở các nước công nghiệp là 0.0049 (Chen, 2009) và mức truyền dẫn bình quân ở 12 nước mới nổi là 0.0045 (Chou, Tseng 2011)
Một yếu tố khác tác động lên lạm phát Việt Nam cần chú ý trong mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM là độ trễ của lạm phát (hay lạm phát kỳ vọng). Qua kết quả mơ hình cho thấy ảnh hưởng của mức lạm phát ở một tháng trước là 0.466562 cao hơn lạm phát hai tháng trước. Có thể khi lạm phát tăng đột ngột ở giai đoạn trước làm cho tâm lý người tiêu dùng kỳ vọng giá cả hàng hóa cịn tiếp tục tăng ở giai đoạn hiện tại nên giá tiêu dùng ở giai đoạn hiện tại tiếp tục tăng và cũng có thể do giá hàng hóa đã tăng rồi người bán ít khi hạ giá thành xuống làm cho giá hiện tại tiếp tục tăng. Theo tác giả cũng có thể do giá dầu biến động tạm thời nhưng các doanh nghiệp đã tăng giá bán ngay kéo theo tăng giá các mặt hàng tiêu dùng, hoặc do giá dầu trên thị trường đã giảm mà doanh nghiệp chưa giảm giá bán.
Yếu tố phần dư ECt trong mơ hình (4) mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê. Điều này khẳng định rằng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mơ hình với độ tin cậy 10% của các biến độc lập phía trên trong việc giải thích sự tự vận động của chỉ số giá tiêu dùng trở về vị trí cân bằng dài hạn khi có sự thay đổi của các biến độc lập.
So sánh bảng 2.4 và bảng 2.7 cho thấy mức truyền dẫn trong dài hạn lớn hơn trong ngắn hạn. Tác giả cho rằng có thể là do biến động trong giá dầu chỉ là tạm thời và giá các mặt hàng chưa kịp điều chỉnh. Điều này giống với kết quả nghiên cứu của Chen (2009) với mức truyền dẫn bình quân trong dài hạn là 0.166170 lớn hơn mức truyền dẫn bình quân ngắn hạn là 0.004925 và cả Chou, Tseng (2011).
2.2 Truyền dẫn trong ngắn hạn: Giai đoạn giá dầu biến động mạnh và giai đoạn giá dầu cao
Nhiều nghiên cứu đã thừa nhận rằng đường cong Phillips được xây dựng dựa trên hệ số không đổi là không đủ để đánh giá ảnh hưởng của truyền dẫn giá dầu đối với lạm phát. Điều này là do thay đổi cơ bản có thể xảy ra trong nền kinh tế của một quốc gia hoặc khu vực trong mẫu nghiên cứu. Ngoài ra, giá dầu cũng thay đổi mạnh trong một khoảng thời gian ngắn. Hamilton (1996) chỉ ra rằng giá dầu có ảnh hưởng đáng kể đối với nền kinh tế chỉ khi có một sự gia tăng đáng kể về giá trong quá khứ. Theo Mork (1989), chỉ có sự gia tăng trong giá dầu ảnh hưởng đến các biến kinh tế vĩ mô, giảm giá dầu khơng có ảnh hưởng đáng kể. Các nghiên cứu khác đã chỉ ra rằng có một mối quan hệ phi tuyến giữa giá dầu và các biến kinh tế (Hooker, 2002; Hamilton, 2003).
Chou, Tseng (2011) cho rằng truyền dẫn giá dầu trong ngắn hạn không đối xứng và phi tuyến nên tác giả nghiên cứu truyền dẫn giá dầu trong ngắn hạn dưới hai dạng: giai đoạn giá dầu biến động mạnh và giai đoạn giá dầu cao.