CHƯƠNG 4 : KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN KẾT QUẢ
4.3. Phân tích mối quan hệ đa biến giữa các biến số
4.3.2.2. Ước lượng mơ hình VAR rút gọn trong trường hợp khơng có các yếu tố
bên ngoài
Sau khi lựa chọn được độ trễ tối ưu, tác giả sẽ thực hiện hồi quy mơ hình VAR rút gọn và đưa ra các kiểm định cho thấy mơ hình VAR rút gọn tại bậc 2 là phù hợp nhất. Từ đó, tác giả sẽ hồi quy và phân tích mơ hình SVAR tại độ trễ bậc 2 để xem xét tác động của các kênh truyền dẫn khi khơng có tác động từ các yếu tố bên ngoài.
(i) Kiểm định AR Root Test về sự ổn định của mơ hình hồi quy
Bảng 4.6. Kiểm định AR Root về sự ổn định của mơ hình hồi quy trong trường hợp khơng có tác động từ các yếu tố bên ngoài
Root Modulus 0.692069 0.692069 -0.210114 - 0.523515i 0.564107 -0.210114 + 0.523515i 0.564107 0.292698 - 0.391465i 0.488791 0.292698 + 0.391465i 0.488791 -0.485435 0.485435 0.473199 - 0.081264i 0.480127 0.473199 + 0.081264i 0.480127 0.140317 - 0.447815i 0.469283 0.140317 + 0.447815i 0.469283 -0.339158 - 0.249640i 0.421128 -0.339158 + 0.249640i 0.421128 -0.103728 - 0.228294i 0.250754 -0.103728 + 0.228294i 0.250754 -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
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả từ phần mềm Eviews 9
Bảng 4.6 cho thấy tất cả các điểm (nghiệm) của mơ hình đều có giá trị Modulus nhỏ hơn 1, tức là các điểm này đều nằm trong vịng trịn đơn vị. Điều đó cho thấy mơ hình VAR rút gọn tại độ trễ bậc 2 có sự ổn định, bền vững.
(ii) Kiểm định về tự tương quan của mơ hình hồi quy
Bảng 4.7. Kiểm định LM test về tự tương quan bậc cao của mơ hình hồi quy trong trường hợp khơng có tác động từ các yếu tố bên ngoài
Lags LM-Stat Prob
1 52.71094 0.3326 2 48.31968 0.5006 3 62.70177 0.0903 4 58.45657 0.1669 5 49.12236 0.4682 6 51.37268 0.3809
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả từ phần mềm Eviews 9
Kết quả kiểm định tự tương quan bậc cao cho thấy tại các bậc của mơ hình, giá trị p-value đều lớn hơn 10% (trừ bậc 3, giá trị p-value lớn hơn mức 5%). Nhìn chung, kết quả này cho thấy mơ hình khơng bị hiện tượng tự tương quan bậc cao.
(iii) Kiểm định về phương sai thay đổi của mơ hình hồi quy
Bảng 4.8. Kiểm định White về phương sai thay đổi của mơ hình hồi quy trong trường hợp khơng có tác động từ các yếu tố bên ngồi
Joint test:
Chi-sq df Prob.
402.7706 784 0.5327
Kết quả kiểm định White về phương sai thay đổi của mơ hình cho thấy giá trị p- value lớn hơn mức 10%. Điều này cho thấy mơ hình VAR tại độ trễ bậc 2 khơng bị hiện tượng phương sai thay đổi
Bảng 4.9. Kiểm định tính dừng phần dư của các mơ hình sau khi hồi quy trong trường hợp khơng có tác động từ các yếu tố bên ngoài
Group unit root test: Summary
Series: RESID01, RESID02, RESID03, RESID04, RESID05, RESID06, RESID07 Sample: 2001M01 2015M12
Method Statistic Prob.** Cross- sections Obs
Null: Unit root (assumes common unit root process)
Levin, Lin & Chu t* -35.2458 0.0000 7 1232 Null: Unit root (assumes individual unit root process)
ADF - Fisher Chi-square 803.811 0.0000 7 1232
PP - Fisher Chi-square 820.269 0.0000 7 1232
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả từ phần mềm Eviews 9
Kết quả kiểm định về tính dừng phần dư từ cả 3 phương pháp trên đều cho thấy phần dư của mơ hình hồi quy VAR tại độ trễ bậc 2 là dừng với mức ý nghĩa cao (p – value = 0.0000)
Từ 4 kiểm định về tính dừng, tự tương quan, phương sai thay đổi và tính ổn định của phần dư trong mơ hình hồi quy cho thấy các phần dư từ mơ hình VAR tại độ trễ bậc 2 là một nhiễu trắng. Khi đó, kết quả hồi quy VAR tại độ trễ bậc 2 là đáng tin cậy và tác giả sẽ tiến hành hồi quy mơ hình SVAR theo độ trễ này.
4.3.2.3. Kết quả từ mơ hình SVAR khi khơng có tác động từ các yếu tố bên ngồi
Bảng 4.10. Kết quả mơ hình SVAR trong trường hợp khơng có tác động bên ngồi
DLIP DCPI DLM2 DINT DLCREDIT DREER DLVNI
DLIP 1 0 0 0 0 0 0
DCPI C(1) 1 0 0 0 0 0
DINT 0 0 C(9) 1 0 0 0 DLCREDIT C(3) 0 0 C(13) 1 0 0 DREER C(4) C(7) C(10) C(14) C(16) 1 0 DLVNI C(5) C(8) C(11) C(15) C(17) C(18) 1 Hệ số tác động z-statistic p-value C(1) -1.785591*** -23.75574 0.0000 C(2) -0.136507*** -9.046956 0.0000 C(3) -0.139132* -1.844712 0.0651 C(4) -0.233475*** -2.829125 0.0047 C(5) -0.009350 -0.124355 0.9010 C(6) 0.040573*** 2.755056 0.0059 C(7) 0.433524*** 5.743834 0.0000 C(8) -0.018063 -0.240302 0.8101 C(9) -3.029581*** -63.81731 0.0000 C(10) 1.203395*** 15.12121 0.0000 C(11) 0.049607 0.659971 0.5093 C(12) -0.123047*** -11.19349 0.0000 C(13) 0.087243 1.158491 0.2467 C(14) -0.501240*** -6.625162 0.0000 C(15) -0.008448 -0.112378 0.9105 C(16) -0.088017 -1.170987 0.2416 C(17) 0.014283 0.190023 0.8493 C(18) 0.002771 0.036865 0.9706
Ghi chú: Giả thiết Ho: Hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê, tức là H0: βj = 0. *, ** và
*** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa thống kê 10%, 5% và 1%.
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả từ phần mềm Eviews 9
Bảng 4.10 cho thấy kết quả hồi quy ma trận hệ số cấu trúc SVAR với trật tự các biến trong ma trận được áp đặt theo thứ tự sau: DLIP, DCPI, DLM2, DINT, DLCREDIT, DREER. Với mức ý nghĩa 10%, kết quả ước tính cho thấy:
- Biến động của CPI chịu tác động tức thời từ biến IP trong nước. Hệ số tác động tức thời của IP bằng -1.7856 và có ý nghĩa thống kê cao, cho thấy khi giá trị sản xuất cơng nghiệp trong nước tăng 1% thì chỉ số CPI sẽ tăng lên 1,7856%.
- Biến động của cung tiền M2 chịu tác động tức thời từ biến động của IP, biến động của CPI và biến động của lãi suất INT. Hệ số C(2) = -0.136 và có ý nghĩa thống kê cao cho thấy, khi sản lượng tăng lên 1% thì cung tiền M2 sẽ tăng lên khoảng 0,136%. Hệ số C(6) = 0.0406 cho thấy khi chỉ số CPI tăng lên 1% thì cung tiền M2 sẽ giảm đi khoảng 0,04%. Trong khi đó, hệ số C(12) = -0.123 cho thấy khi lãi suất thị trường tăng lên 1% sẽ làm cung tiền trong nền kinh tế tăng lên 0,123%. Có thể thấy rằng, trong mối quan hệ tức thời với cung tiền đã xuất hiện hiện tượng Liquidity Puzzle: thắt chặt làm gia tăng lãi suất thị trường, kéo theo sự gia tăng trong cầu tiền của nền kinh tế, từ đó làm lượng cung tiền sẽ gia tăng.
- Biến động của lãi suất cho vay chịu tác động tức thời của cung tiền M2 với mức ý nghĩa thống kê cao (p-value = 0.0000). Hệ số tác động tức thời = -3.0296 cho thấy khi cung tiền M2 tăng 1% sẽ làm cho lãi suất cho vay trên thị trường tăng lên khoảng 0,0303% (3.0296 × 100) để kiềm chế lại sự gia tăng của cung tiền M2.
- Biến động của tổng cung tín dụng từ Ngân hàng Nhà nước chịu tác động tức thời của sản lượng (p-value = 0.0651); trong khi lãi suất thị trường khơng có tác động tức thời đến tổng cung tín dụng (p-value = 0.2467). Hệ số tác động tức thời của sản lượng = - 0.1391, cho thấy khi sản lượng tăng lên 1% sẽ kéo theo sự gia tăng khoảng 13,91% (0.1391 × 100) trong cho tổng cung tín dụng từ Ngân hàng nhà nước.
- Biến động tỷ giá hối đoái thực đa phương REER chịu tác động của hầu hết các biến số trong nước (trừ tổng cung tín dụng và thị trường chứng khốn) với mức ý nghĩa thống kê 10%. Biến động của tỷ giá hối đoái thực đa phương chịu tác động cùng chiều và có ý nghĩa thống kê của sản lượng và lãi suất cho vay trên thị trường với độ lớn của các tác động tức thời lần lượt là 0.2335 và 0.5012. Trong khi đó, CPI và cung tiền M2 đều có tác động ngược chiều có ý nghĩa thống kê đến tỷ giá hối đoái với giá trị của các hệ số tức thời lần lượt là 0.4335 và 1.2034.
- Biến động của chỉ số thị trường chứng khốn khơng chịu tác động tức thời từ các biến số khác (các hệ số tức thời đều khơng có ý nghĩa thống kê).
Bảng 4.11. Kiểm định về việc vượt quá định dạng trong áp đặt mơ hình cấu trúc với trường hợp khơng có tác động từ các yếu tố bên ngoài
Log likelihood -1366.535 LR test for over-identification:
Chi-square(10) 3190.870 Probability 0.0000
Ghi chú: Giả thiết H0: Mơ hình cấu trúc được áp đặt phù hợp.
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả từ phần mềm Eviews 9
Kết quả kiểm định vượt quá định dạng áp đặt của mơ hình cấu trúc theo phương pháp LR test cho thấy bác bỏ giá thiết Ho. Điều này cho thấy, việc định dạng của mơ hình cấu trúc là phù hợp.
4.3.2.4. Phân tích hàm phản ứng đẩy IRF của các cú sốc trong trường hợp khơng có tác động từ các yếu tố bên ngồi
Sau khi xem xét tác động trong tức thời của các biến số, tác giả sẽ thực hiện phân tích các kết quả từ hàm phản ứng đẩy IRF để xem xét hiệu ứng truyền dẫn của qua các kênh truyền dẫn trong điều kiện khơng có các tác động từ bên ngồi. Hình 4.1. trình bày kết quả hàm phản ứng đẩy của các cú sốc đến sản lượng thực trong giai đoạn nghiên cứu
-.020 -.016 -.012 -.008 -.004 .000 .004 .008 .012 .016 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DLIP to Cholesky One S.D. DCPI Innovation
-.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DLIP to Cholesky One S.D. DLM2 Innovation
-.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DLIP to Cholesky One S.D. DINT Innovation
-.020 -.015 -.010 -.005 .000 .005 .010 .015 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DLIP to Cholesky One S.D. DREER Innovation
-.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DLIP to Cholesky One S.D. DLCREDIT Innovation
-.015 -.010 -.005 .000 .005 .010 .015 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Response of DLIP to Cholesky One S.D. DLVNI Innovation
Hình 4.1. Kết quả hàm phản ứng đẩy của sản lượng đối với các cú sốc tác động trong mơ hình SVAR đối với trường hợp khơng có các tác động từ bên ngồi
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả từ phần mềm Eviews 9
Kết quả phản ứng đẩy của sản lượng thực với các cú sốc khác cho thấy:
- Đối với cú sốc chỉ số giá hàng tiêu dùng (CPI): Sản lượng có xu hướng phản
ứng không rõ ràng đối với các cú sốc chỉ số giá CPI. Khi có một cú sốc CPI tăng lên 1 độ lệch chuẩn, sản lượng sẽ tăng và đạt cực đại gần 0,4% điểm sau 2 tháng. Tuy nhiên, sản lượng sẽ giảm ở tháng thứ 3 và đạt cực đại âm khoảng 0,5% điểm. Sau đó, sản lượng có xu hướng dao động quanh trạng thái cân bằng với biên độ giảm dần sau 7 tháng.
- Đối với cú sốc cung tiền mở rộng (M2): Khi có một cú sốc làm tăng cung tiền M2 lên 1 độ lệch chuẩn, sản lượng sẽ giảm và đạt giá trị cực đại âm sau 3 tháng với giá trị khoảng 1,8% điểm cơ bản. Đến tháng thứ 4, sản lượng tăng lên và đạt cực đại với giá
trị khoảng 0,8% điểm. Sau đó, sản lượng có xu hướng dao động giảm dần biên độ và trở về trạng thái cân bằng sau 8 tháng.
- Đối với cú sốc lãi suất (INT): Một cú sốc gia tăng lãi suất lên 1 độ lệch chuẩn sẽ kéo theo sự gia tăng sản lượng và đạt cực đại sau 2 tháng với giá trị khoảng 0,5% điểm cơ bản. Sau đó, sản lượng giảm và đạt cực đại âm ở tháng thứ 3 với giá trị khoảng 0,6% điểm cơ bản. Từ tháng thứ 4, tác động của lãi suất đến sản lượng giảm dần biên độ và trở về trạng thái cân bằng sau khoảng 9 tháng.
- Đối với cú sốc tổng cung tín dụng từ Ngân hàng Nhà nước (CREDIT): Cú sốc gia tăng 1 độ lệch chuẩn trong tổng cung tín dụng sẽ làm sản lượng giảm trong 3 đầu và đạt cực đại âm ở tháng thứ 3 với giá trị khaongr 1,3% điểm cơ bản. Sau đó, sản lượng tăng và đạt cực đại dương ở tháng thứ 4 với giá trị khoảng 1,3% điểm.Sang tháng thứ 5, biên độ dao động của sản lượng giảm đi đáng kể và sản lượng có xu hướng dao động xung quanh trạng thái cân bằng. Đến tháng thứ 8, tác động của tổng cung tín dụng đến sản lượng gần như kết thúc.
- Đối với cú sốc tỷ giá hối đoái (REER): Cú sốc gia tăng 1 độ lệch chuẩn trong tỷ giá hối đoái thực đa phương (Việt Nam đồng yếu đi tương đối so với rổ ngoại tệ) sẽ làm sản lượng giảm mạnh và đạt cực đại âm ở tháng thứ 2 với giá trị khoảng 0,5% điểm cơ bản. Từ tháng thứ 3, sản lượng có xu hướng dao động xung quanh trạng thái cân bằng cho đến tháng thứ 8 thì chính thức trở về trạng thái cân bằng.
- Đối với cú sốc chỉ số thị trường chứng khoán (VNI): Cú sốc gia tăng 1 độ lệch chuẩn trong chỉ số Vn-Index làm sản lượng tăng trong 3 tháng đầu. Sau đó, sản lượng giảm và đạt cực đại âm ở tháng thứ 4 với giá trị khoảng 0,3% điểm cơ bản. Từ tháng thứ 5 trở đi, sản lượng có xu hướng dao động xung quanh trạng thái cân bằng.
4.3.2.5. Phân tích phân rã phương sai trong trường hợp khơng có tác động từ các yếu tố bên ngoài yếu tố bên ngoài
Trong phần này, tác giả sẽ thực hiện phân tích phân rã phương sai để dự báo vai trị của các cú sốc cấu trúc đối với sản lượng. Kết quả phân tích phân rã phương sai được thể hiện dưới dạng bảng như sau.
Bảng 4.12. Kết quả phân rã phương sai của sản lượng trong trường hợp khơng có tác động từ các yếu tố bên ngồi
Period S.E. DLIP DCPI DLM2 DINT DLCREDIT DREER DLVNI 1 0.0759 100.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 2 0.0872 98.9031 0.1549 0.0530 0.5344 0.0140 0.3366 0.0040 3 0.0903 92.3437 0.5467 3.2887 1.0232 2.4242 0.3166 0.0569 4 0.0924 89.4317 0.5333 3.8425 1.0204 4.7191 0.3025 0.1504 5 0.0926 89.0488 0.5953 3.8932 1.1211 4.8687 0.3228 0.1500 6 0.0927 88.9132 0.6144 4.0051 1.1209 4.8695 0.3237 0.1533 7 0.0928 88.8763 0.6139 4.0050 1.1350 4.8802 0.3335 0.1562 8 0.0928 88.8447 0.6175 4.0098 1.1575 4.8789 0.3336 0.1581 9 0.0928 88.8390 0.6178 4.0122 1.1579 4.8809 0.3338 0.1584 10 0.0928 88.8380 0.6178 4.0122 1.1580 4.8815 0.3338 0.1587 11 0.0928 88.8375 0.6180 4.0123 1.1581 4.8815 0.3338 0.1587 12 0.0928 88.8374 0.6180 4.0124 1.1582 4.8815 0.3338 0.1587
Nguồn: Theo tính tốn của tác giả từ phần mềm Eviews 9
Kết quả phân rã phương sai cho thấy, những biến động của sản lượng chủ yếu do chính nó gây ra. Sản lượng tại những thời điểm trong quá khứ có tác động giảm dần đến sản lượng trong hiện tại và đạt trạng thái ổn định ở kỳ thứ 6, với mức độ tác động đến chính nó khoảng 88,91%. Điều này cho thấy, để dự báo biến động sản lượng ở một kỳ tiếp theo, cần phải dựa chủ yếu vào biến động của chính sản lượng trong các kỳ trước đó và tác động này sẽ ổn định ở mức khoảng 88,91% từ sau thời kỳ thứ 6.
Các biến số còn lại khơng có nhiều tác động đối với biến động sản lượng. Mức độ tác động của các biến số còn lại tăng dần theo thời gian nhưng thời điểm đạt trạng thái ổn định có sự khác nhau. Trong đó, tổng cung tín dụng từ Ngân hàng nhà nước là yếu tố ảnh hưởng lớn nhất đến biến động sản lượng với mức độ tác động khoảng 4,9% và ổn định ở kỳ thứ 5. Cung tiền M2 có mức độ tác động nhiều thứ hai, với mức độ tác động khoảng 4,01% và đạt trạng thái ổn định sau khoảng 6 kỳ. Các biến số cịn lại có tác động đều chưa đến 1% và hầu hết đều đạt trạng thái ổn định sau 6 tháng.
4.3.3. Truyền dẫn CSTT dưới tác động của các yếu tố nước ngoài
Trong phần này, tác giả thực hiện hồi quy mơ hình SVAR với 9 biến số, gồm 7 biến số ở trong nước và 2 biến số nước ngoài để xem xét tác động của các kênh truyền dẫn CSTT khi có tác động từ của giá dầu thế giới và tăng trưởng nước ngoài.