Biến Diễn giải Nguồn
Tốc độ tăng trƣởng GDP bình quân đầu ngƣời
(Growth rate of GDP per capita - y)
Tốc độ tăng trƣởng GDP bình quân đầu ngƣời đƣợc tính theo ngang giá sức mua (PPP) năm 2005
World
Development Indicator (WDI)
Thu nhập ban đầu (Initial income - initial)
GDP bình quân đầu ngƣời giai đoạn trƣớc đó theo ngang giá sức mua (PPP) năm 2005, lấy log.
World
Development Indicator (WDI)
Hệ số đầu tƣ
(Investment ratio - igdp)
Phần trăm thay đổi của đầu tƣ trên GDP bình quân đầu ngƣời tính theo ngang giá sức mua (PPP) năm 2005 World Development Indicator (WDI) Lạm phát (Inflation rate - π)
Phần trăm thay đổi trung bình của CPI qua các năm
World
Development Indicator (WDI)
Lạm phát đƣợc
chuyển đổi semi-log Tốc độ tăng trƣởng dân số
(population growth rate - dpop)
Tốc độ tăng trƣởng dân số hàng năm World Development Indicator (WDI) Độ mở thƣơng mại
( Trade openness - open)
Phần trăm xuất khẩu và nhập khẩu trong GDP theo ngang giá sức mua năm 2005, lấy log World Development Indicator (WDI) Tỷ lệ mậu dịch (Terms of trade )
Giá trị xuất khẩu chia cho giá trị nhập khẩu (2000=100) World Development Indicator (WDI) Tốc độ tăng trƣởng tỷ lệ mậu dịch (dtot)
Phần trăm thay đổi trong tỷ lệ mậu dịch hàng năm
Độ lệch chuẩn của tỷ lệ mậu dịch (sdtot)
Độ lệch chuẩn của tỷ lệ mậu dịch
Độ lệch chuẩn của độ mở thƣơng mại (sdopen)
Độ lệch chuẩn của độ mở thƣơng mại
Vector của các biến kiểm soát: initial, igdp, dpop, dtot, sdtot, open, sdopen.
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu từ World Development Indicator (WDI). Tất cả các dữ liệu đều đƣợc lấy trung bình 5 năm để loại bỏ đi yếu tố chu kỳ kinh tế, làm giảm thời gian quan sát từ 35 thành 7. Tổng cộng có 399 quan sát cho 72 nƣớc từ năm 1978 – 2012.
Bảng 3.3: Thống kê mô tả các biến nghiên cứu trong mơ hình hồi quy ngƣỡng:
Biến Mean Std.Dev. Min Max
dgdp 1.644 3.264 -11.928 20.063 initial 6.444 0.695 4.814 8.001 igdp 23.415 0.891 22.178 25.432 π 42.980 318.171 -3.457 5398.581 2.126 1.279 -4.457 8.594 dpop 2.264 1.033 -1.895 6.571 open 4.128 0.487 2.552 5.401 dtot 0.032 0.182 -0.279 1.748 sdtot 0.059 0.061 0.013 0.197 sdopen 5.171 0.487 4.648 6.336
Biến phụ thuộc:
Biến phụ thuộc trong bài nghiên cứu này là tốc độ tăng trƣởng GDP bình quân đầu ngƣời (dgdp) theo ngang giá sức mua PPP 2005.
Biến kiểm sốt:
Bất kỳ phân tích thực nghiệm về tác động của lạm phát đối với tăng trƣởng kinh tế đều phải kiểm soát ảnh hƣởng của các biến số kinh tế khác có liên quan với tỷ lệ lạm phát. Các biến kiểm soát trong bài nghiên cứu này dựa trên nghiên cứu của Khan và Senhadji (2001) và Drukker và cộng sự (2005).
Các biến kiểm soát bao gồm hệ số đầu tƣ (igdp), tốc độ tăng trƣởng dân số (dpop), mức thu nhập ban đầu (initial), độ mở thƣơng mại (open), tỷ lệ mậu dịch (dtot), độ lệch chuẩn của tỷ lệ mậu dịch (sdtot) và độ lệch chuẩn của độ mở thƣơng mại (sdopen).
Biến tỷ lệ mậu dịch đƣợc đƣa vào mơ hình hồi quy tăng trƣởng kinh tế để đối phó với các cú sốc cung. Các cú sốc cung tiêu cực có xu hƣớng làm gia tăng lạm phát và suy giảm tăng trƣởng kinh tế, gây ra mối tƣơng quan âm giữa hai biến. Ngƣợc lại, các cú sốc cung tích cực thúc đẩy tăng trƣởng kinh tế và giảm lạm phát cũng gây ra mối tƣơng quan âm giữa hai biến. Do đó, Biến tot đƣợc đƣa vào mơ hình sẽ giải quyết đƣợc hiện tƣợng trên.
Biến lạm phát:
Để tránh kết quả hồi quy bị bóp méo bởi một vài quan sát lạm phát âm, bài nghiên cứu sử dụng semi-log của lạm phát thay vì lạm phát theo Sarel (1996) và Ghosh và Phillips (1998).
Hình 3.1: Phân bổ lạm phát với mẫu 72 quốc gia đang phát triển 1978 – 2012.
Hình 3.1 cho thấy phân bổ lạm phát với mẫu 72 quốc gia đang phát triển trong giai đoạn 1978 – 2012, cho thấy phân bổ lạm phát là bất đối xứng.
Do phân bổ lạm phát thể hiện tính bất đối xứng và mẫu của bài nghiên cứu có các quan sát lạm phát âm, bài nghiên cứu sử dụng semi-log của lạm phát :
Tỷ lệ lạm phát nhỏ hơn 1 đƣợc thu nhỏ lại vì tính liên tục, bằng .
Tỷ lệ lạm phát lớn hơn 1 đƣợc tính bằng cách lấy log(
Ngoài ra, việc sử dụng semi-log của lạm phát có xác suất tin cậy cao hơn vì các cú sốc lạm phát sẽ có ảnh hƣởng đến tăng trƣởng nhƣ nhau. Việc chuyển đổi semi-log
0 50 100 150 200 250 300 350 400 0 1000 2000 3000 4000 5000 Series: INFLATION Sample 1 399 Observations 399 Mean 42.98010 Median 8.745812 Maximum 5398.581 Minimum -3.457080 Std. Dev. 318.1706 Skewness 13.83776 Kurtosis 216.0673 Jarque-Bera 767469.9 Probability 0.000000
của lạm phát sẽ loại bỏ ít nhất một phần sự bất đối xứng mạnh mẽ trong phân phối ban đầu của lạm phát và cung cấp sự phù hợp cho mơ hình phi tuyến.
Phân phối semi-log của lạm phát sẽ đối xứng và phù hợp hơn phân phối ban đầu của lạm phát. (xem hình 3.2)
Hình 3.2: Phân phối semi-log của lạm phát với mẫu 72 nƣớc đang phát triển 1978-2012
0 20 40 60 80 100 120 140 -4 -2 0 2 4 6 8 Series: SEMILOG_INFLATION Sample 1 399 Observations 399 Mean 2.125588 Median 2.173426 Maximum 8.593891 Minimum -4.457080 Std. Dev. 1.279122 Skewness 0.163247 Kurtosis 9.285870 Jarque-Bera 658.6619 Probability 0.000000
3.5. Mơ hình ngƣỡng của lạm phát và tăng trƣởng kinh tế:
Bài nghiên cứu áp dụng mơ hình ngƣỡng động dữ liệu bảng để phân tích tác động của lạm phát đến tăng trƣởng trong dài hạn đối với các nƣớc đang phát triển.
Để đạt đƣợc mục tiêu đó, mơ hình ngƣỡng về lạm phát và tăng trƣởng kinh tế đƣợc đƣa ra nhƣ sau:
Biến phụ thuộc : tốc độ tăng trƣởng GDP bình quân đầu ngƣời.
Biến lạm phát : vừa đại diện cho biến ngƣỡng vừa đại diện cho nhân tố hồi quy phụ thuộc trong từng chế độ lạm phát.
Biến : biểu thị vector của các biến kiểm soát với hệ số độ đốc đƣợc giả định độc lập trong từng chế độ lạm phát, chia thành 2 phần:
=
bao gồm các biến kiểm sốt cịn lại igdp, dpop, dtot, sdtot, open, sdopen.
δ1 là chênh lệch của các hệ số chặn chế độ, áp dụng giống nhau cho tất cả các dữ liệu chéo. (theo Bick (2010))
Biến công cụ: là các biến phụ thuộc trễ. (theo Arellano và Bover (1995)).
Các kết quả nghiên cứu trƣớc đây phụ thuộc vào số (p) của các biến công cụ Roodman (2009). Ngồi ra, có một sự đánh đổi chệch/khả năng trong mẫu hữu hạn. Do đó, bài nghiên cứu sẽ xem xét qua hai cách:
Đầu tiên, bài nghiên cứu sử dụng tất cả các độ trễ có sẵn của biến công cụ (p=t)
Thứ hai, bài nghiên cứu rút gọn số biến công cụ bằng 1 (p=1) để tránh các biến
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ
Bảng kết quả về ngƣỡng lạm phát tác động đến tăng trƣởng kinh tế cho thấy giá trị ngƣỡng ƣớc tính và tƣơng ứng với ƣớc tính khoảng tin cậy 95%. Phần tiếp theo cho thấy các hệ số hồi quy phụ thuộc cho từng chế độ lạm phát . Cụ thể, biểu thị tác động biên của lạm phát đến tăng trƣởng kinh tế trong chế độ lạm phát cao/thấp, tức là khi lạm phát dƣới (hoặc trên) giá trị ngƣỡng ƣớc tính. Cuối cùng, kết quả cho thấy hệ số các biến kiểm soát .
4.1. Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình ngƣỡng sử dụng tất cả độ trễ có sẵn của biến
cơng cụ (ví dụ: )
Để tăng tính hiệu quả của mơ hình, phần này ƣớc lƣợng tất cả các độ trễ có sẵn của biến cơng cụ (p=t).
Bài viết ƣớc lƣợng phƣơng trình (3.3) để phân tích tác động của lạm phát đối với tăng trƣởng kinh tế.
Dựa trên kết quả ƣớc lƣợng ở bảng 4.1, ngƣỡng lạm phát ƣớc tính của mơ hình là 9.56% (chuyển đổi log của 2.258).
Khoảng tin cậy 95% của mơ hình ngƣỡng này là (5.68% - 14.06%), cho thấy giá trị tới hạn của ngƣỡng lạm phát ở các nƣớc đang phát triển.
Khi lạm phát nằm dƣới mức ngƣỡng, hệ số 0.198 mang dấu dƣơng nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê.
Khi lạm phát vƣợt qua mức ngƣỡng, hệ số mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.1: Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình ngƣỡng sử dụng số biến công cụ p=t
Threshold Estimate: 2.258
95% Confidence Interval: 1.739 2.645
Regime-dependent regressors:
Estimates S.E. t-stastic Lower Upper 0.198 0.251 0.787 -0.045 1.019 1.168 -4.139 -7.766 -1.2 0.345 -4.794 -2.398 -0.685
Regime-independent regressors:
Estimates S.E. t-stastic Lower Upper 4.151 3.684 1.127 -0.903 13.552 0.446 0.304 1.466 -0.195 0.998 -0.132 0.402 0.329 -1.142 0.508 0.816 0.967 0.844 -1.241 2.709 6.728 10.298 0.653 -6.948 37.218 0.938 1.664 -0.455 3.240 -0.946 0.873 -1.084 -3.416 0.210
Hình 4.1: Ngƣỡng lạm phát ƣớc tính cho mơ hình ngƣỡng sử dụng số biến công cụ p=t
4.2. Kết quả ƣớc lƣợng mô hình ngƣỡng sử dụng số biến công cụ bằng 1
( :
Để tránh các biến công cụ không cần thiết làm chệch các ƣớc lƣợng hệ số, Kremer, Bick và Nautz (2013) ƣớc lƣợng mơ hình ngƣỡng với số biến cơng cụ trong
mơ hình bằng 1 ( .
Bảng 4.2 cho thấy ƣớc lƣợng phƣơng trình (3.3) với số biến công cụ bằng 1
( ) 0.5 1 1.5 2 2.5 3 0 2 4 6 8 10 12
Confidence Interval Construction for Threshold
Threshold Variable L ik e li h o o d R a t io S e q u e n c e in G a m a LRn(Gama) 90% Critical Hetero Corrected-1 Hetero Corrected-2 threhold estimate=2.257566
Bảng 4.2: Kết quả ƣớc lƣợng mơ hình ngƣỡng sử dụng số biến cơng cụ là 1 Threshold Estimate: 2.258 Threshold Estimate: 2.258
95% Confidence Interval: 1.739 2.644
Regime-dependent regressors:
Estimates S.E. t-stastic Lower Upper 0.210 0.274 0.766 -0.171 1.002 1.251 -3.951 -7.959 -1.253 0.368 -4.586 -2.403 -0.642
Regime-independent regressors:
Estimates S.E. t-stastic Lower Upper 4.867 4.494 1.083 -3.425 14.294 0.460 0.357 1.288 0.224 1.175 -0.198 0.484 -0.410 -1.227 0.673 0.795 0.980 -0.811 -1.101 2.866 8.736 11.408 0.766 -13.108 33.582 1.433 1.149 1.722 -0.929 3.577 -1.081 0.948 -1.140 -3.006 0.825
Ngƣỡng lạm phát ƣớc tính của mơ hình là 9.56% (chuyển đổi log của 2.258). Kết quả ngƣỡng lạm phát là tƣơng tự nhƣ mơ hình ngƣỡng sử dụng tất cả độ trễ có sẵn
của biến cơng cụ (ví dụ: ).
Khoảng tin cậy 95% của mơ hình ngƣỡng này là (5.7% - 14.06%), cho thấy giá trị tới hạn của ngƣỡng lạm phát ở các nƣớc đang phát triển.
Khi lạm phát nằm dƣới mức ngƣỡng, hệ số 0.210 mang dấu dƣơng nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê.
Khi lạm phát vƣợt qua mức ngƣỡng, hệ số mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%.
Hệ số chặn = -4.943 và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%.
Hình 4.2: Ngƣỡng lạm phát ƣớc tính cho mơ hình ngƣỡng sử dụng số biến cơng cụ là 1
0.5 1 1.5 2 2.5 3 0 2 4 6 8 10 12 14
Confidence Interval Construction for Threshold
Threshold Variable L ik e li h o o d R a ti o S e q u e n c e i n G a m a LRn(Gama) 90% Critical Hetero Corrected-1 Hetero Corrected-2 threhold estimate=2.257566
4.3. Thảo luận kết quả nghiên cứu:
Phần trên trình bày kết quả nghiên cứu về ƣớc lƣợng mơ hình ngƣỡng sử dụng tất cả các độ trễ có sẵn của biến cơng cụ (p=t) và ƣớc lƣợng mơ hình ngƣỡng rút gọn số biến cơng cụ bằng 1 (p=1).
Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng sự lựa chọn của các biến cơng cụ khơng có tác động quan trọng đến kết quả của mơ hình hồi quy ngƣỡng.
Cả hai kết quả ƣớc lƣợng của hai mơ hình đều có mức ngƣỡng là 9.56% và hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Các hệ số ƣớc lƣợng , hệ số hồi quy của biến kiểm sốt có sai số khá nhỏ.
Bài nghiên cứu cho thấy sự tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa lạm phát và tăng trƣởng kinh tế ở các quốc gia đang phát triển (mẫu bao gồm Việt Nam). Kết quả ƣớc lƣợng cho thấy mức ngƣỡng lạm phát ở các quốc gia đang phát triển là 9.56%. Khoảng tin cậy 95% của mơ hình ngƣỡng này là (5.68% - 14.06%), cho thấy giá trị tới hạn của ngƣỡng lạm phát ở các nƣớc đang phát triển.
Kết quả cũng cho thấy hệ số mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1%, nghĩa là khi lạm phát vƣợt quá mức ngƣỡng 9.56%, lạm phát có tác động tiêu cực đến tăng trƣởng kinh tế. Điều này cung cấp thêm bằng chứng thực nghiệm về lạm phát cao ở các nƣớc đang phát triển đi kèm với mức tăng trƣởng kinh tế thấp.
Kết quả ƣớc lƣợng hệ số 0.198 mang dấu dƣơng nhƣng khơng có ý nghĩa thống kê. Nghĩa là khi lạm phát nằm dƣới giá trị ngƣỡng 9.56%, khơng có sự tƣơng quan giữa lạm phát và tăng trƣởng kinh tế.
Giá trị ngƣỡng lạm phát trong bài nghiên cứu là 9.56% phù hợp với các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm trƣớc đó về ngƣỡng lạm phát ở các nƣớc đang phát triển từ 8% đến 40%, so với mức ngƣỡng lạm phát ở các nƣớc phát triển là 2%-3%.
Mức ngƣỡng lạm phát cao ở các quốc gia đang phát triển so với các quốc gia phát triển có thể đƣợc giải thích bởi nhiều yếu tố sau đây:
Thứ nhất, hệ thống chỉ số hóa mở rộng do nhiều quốc gia đang phát triển đã trải
qua thời kỳ lạm phát kéo dài. Việc điều chỉnh giá dần dần (không đáng kể) làm tăng lạm phát nhƣng khơng ảnh hƣởng đến tăng trƣởng. Do đó, hệ thống chỉ số hóa này làm giảm một phần tác động ngƣợc của lạm phát.
Thứ hai, theo Khan và Denhadji (2001), mức ngƣỡng lạm phát cao hơn ở các
quốc gia đang phát triển có liên quan đến quy trình hơi tụ và hiệu ứng Balassa- Samuelson. Với tỷ lệ lạm phát có liên quan hiệu ứng Balassa-Samuelson, lạm phát cao có xu hƣớng ít tác động tiêu cực đến tăng trƣởng hơn.
Thứ ba, các nƣớc đang phát triển thƣờng hay sử dụng chính sách phá giá đồng
nội tệ để cải thiện tình hình xuất nhập khẩu cũng nhƣ khả năng cạnh tranh của quốc gia, từ đó thúc đẩy tăng trƣởng kinh tế. Do đó, lạm phát cao có xu hƣớng ít tác động tiêu cực đến tăng trƣởng hơn.
Thứ tư, đặc trƣng của hai nền kinh tế có điểm khác biệt cơ bản đó là các quốc gia
cơng nghiệp có nền kinh tế thị trƣờng hoàn thiện đối với tất cả các loại thị trƣờng, trong khi đó các quốc gia đang phát triển vận hành trong nền kinh tế phi thị trƣờng, nhiều thị trƣờng chƣa đƣợc hình thành hoặc còn sơ khai và chịu tác động của các quyết định trái với nguyên tắc thị trƣờng.
Thứ năm, nền kinh tế của nhóm nƣớc cơng nghiệp đã ở rất gần mức sản lƣợng
tế cao, ngƣợc lại các nƣớc đang phát triển có lực lƣợng lao động dồi dào, nhiều yếu tố sản xuất còn ở rất xa mức tiềm năng.
4.4. Liên hệ với lạm phát và tăng trƣởng kinh tế tại Việt Nam:
4.4.1. Thực trạng lạm phát và tăng trưởng kinh tế tại Việt Nam:
Hình 4.3: CPI và tốc độ tăng trƣởng GDP trong giai đoạn 1992 - 2012
Qua số liệu lạm phát và tăng trƣởng kinh tế trong giai đoạn 1992 - 1999, lạm phát và tăng trƣởng kinh tế có mối quan hệ ngƣợc chiều. Lạm phát giảm và ổn định dẫn đến tăng trƣởng kinh tế cao. Tuy nhiên, trong 1998 – 1999, kinh tế Việt Nạm chịu tác động của khủng hoảng tài chính khu vực, lạm phát tăng trở lại vào năm 1998 (9,17%) và tăng trƣởng suy giảm trong hai năm liên tiếp (năm 1998 tăng trƣởng đạt 5,76% và năm 1999 tăng trƣởng đạt 4,77%). -5 0 5 10 15 20 25 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 CPI GDP
Trong giai đoạn 2000 - 2006, lạm phát ổn định ở mức một con số, tăng trƣởng cao và ổn định ở mức từ 6,8% - 8,4%.
Trong giai đoạn 2008 – 2012, kinh tế Việt Nam chịu ảnh hƣởng nặng nề từ