4. Nội dung và các kết quả nghiên cứu
4.3. Tác động của các biến thuộc chính sách tiền tệ tới GDP thực
4.3.1. Tác động của cung tiền M2 đến GDP thực:
Bảng 4.9: Tác động của cung tiền M2 đến GDP thực
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic t n-k 0.05 LM2 0.0618 0.0353 -1.7476 1.6772 DLM2(-1) -0.0129 -0.0161 0.8032 DLM2(-2) 0.0084 -0.0176 0.4759
Bảng 4.9 trình bày kết quả tổng hợp tác động của cung tiền M2 đến GDP thực trong ngắn hạn (với độ trễ là 2 quý tiếp theo) và trong dài hạn. Kết quả cho thấy tác động của cung tiền M2 trong ngắn hạn không tác động đến sự thay đổi của GDP thực (các hệ số ước lượng trong 2 quý tiếp theo đều không có ý nghĩa thống kê). Mặt khác, hệ số tác động trong dài hạn của cung tiền M2 đến GDP thực là dương và có ý nghĩa thống kê cao (t – value = -1.7476), cho thấy yếu tố cung tiền M2 thực sự có tác động đến GDP thực. Những kết quả trên cho thấy ảnh hưởng của cung tiền M2 đến RGDP cần một độ trễ nhất định, mà ít nhất là sau 2 quý mới có tác động đến tốc độ tăng trưởng RGDP.
4.3.2. Tác động của lạm phát LP đến GDP thực trong ngắn hạn: Bảng 4.10: Tác động của lạm phát đến GDP thực
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic t n-k 0.05
LP 0.0004 0.0022 -0.1758
1.6772 DLP(-1) -0.0007 -0.0005 -1.3937
DLP(-2) 0.0009 -0.0004 2.1496
Bảng 4.10 trình bày kết quả tác động của lạm phát đến GDP thực trong ngắn hạn (với độ trễ là 2 quý tiếp theo) và trong dài hạn.
Kết quả trên cho thấy những tác động của lạm phát trong ngắn hạn đối với sự thay đổi của GDP thực. Hệ số tác động tại thời điểm trễ 1 quý sau đó (tức sau đó 3 tháng) là âm nhưng không có ý nghĩa thống kê cao (t – value = -1.3937). Tác động tại thời điểm trễ 2 quý (6 tháng sau) là dương và có ý nghĩa thống kê (t – value = -1.3937) cho thấy khi lạm phát tăng 1% thì cũng đồng nghĩa với giá trị GDP thực tăng 0.09% (0.0009100). Tuy nhiên, kết quả trong dài hạn là dương và không có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy tác động của lạm phát đến GDP thực là không rõ ràng (với mức ý nghĩa là 10%), hay nói cách khác, không chắc chắn về mối quan hệ giữa tỉ lệ lạm phát và giá trị GDP thực ở Việt Nam.
4.3.3. Tác động của dự trữ ngoại hối RES đến GDP thực
Bảng 4.11: Tác động của dự trữ ngoại hối đến GDP thực
Bảng 4.11 trình bày kết quả tổng hợp tác động của dự trữ ngoại hối RES đến GDP thực trong ngắn hạn (với độ trễ là 2 quý tiếp theo) và trong dài hạn. Hệ số tác động của dự trữ ngoại hối tại độ trễ 1 quý là dương và có ý nghĩa thống kê cao (t – value = 4.5878). Hệ số tại độ trễ 2 quý cũng là dương và có ý nghĩa thống kê (t – value = 1.9639). Trong dài hạn, hệ số tác động cũng là dương và có ý nghĩa thống kê kê (t – value = -2.2370). Điều này cho thấy tác động nhanh chóng của dự trữ ngoại hối ảnh hưởng đến GDP thực. Trong ngắn hạn cũng như trong dài hạn, chỉ sau khoảng 3 tháng, việc tăng (giảm) dự trữ ngoại hối của Việt Nam cũng sẽ làm tăng (giảm) GDP thực ở trong nước.
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic t n-k 0.05
LRES 0.0167 0.0075 -2.2370
1.6772 DLRES(-1) 0.0319 -0.0070 4.5878
4.3.4. Tác động của lãi suất LS đến GDP thực trong ngắn hạn: Bảng 4.12: Tác động của lãi suất đến GDP thực
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic t n-k0.05
LS -0.0102 0.0017 5.8868
1.6772 DLS(-1) 0.0020 -0.0007 2.9281
DLS(-2) -0.0007 -0.0006 -1.2394
Bảng 4.12 trình bày kết quả tổng hợp tác động của lãi suất LS đến GDP thực trong ngắn hạn (với độ trễ là 2 quý tiếp theo) và trong dài hạn. Hệ số tác động của lãi suất đến GDP thực trong quý 1 là dương (0.0020) và có ý nghĩa thống kê cao (t – value = 1.6772), trong khi hệ số ước lượng tại độ trễ 2 quý lại không có ý nghĩa. Mặt khác, ước lượng dài hạn tác động của lãi suất đến GDP thực ở Việt Nam là âm và có ý nghĩa thống kê cao (t – value = 5.8868). Điều này cho thấy trong 2 quý đầu, việc tăng (giảm) lãi suất chưa thực sự tác động đến GDP thực theo như kì vọng, thậm chí làm cho GDP thực giảm (tăng) – trái với tác động trong dài hạn. Điều này có thể được giải thích là do khi tăng lãi suất sẽ làm giảm lượng vốn của nền kinh tế và khi đó sẽ không thúc đẩy sản xuất trong nền kinh tế. Khi đó,
GDP thực sẽ giảm. Tuy nhiên, tác động của lãi suất đến GDP thực thì sẽ chậm, tức là sau một độ trễ nhất định, lãi suất mới tác động đến GDP thực.
4.3.5. Tác động của tỉ giá hối đoái thực hiệu lực REER đến GDP thực: Bảng 4.13: Tác động của tỉ giá hối đoái thực hiệu lực tới GDP thực
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic t n-k 0.05
REER -0.0004 0.0005 0.8345
1.6772 DREER(-1) -0.0006 -0.0002 -2.3682
DREER(-2) -3.70E-05 -0.0003 -0.1447
Bảng 4.13 trình bày tổng hợp tác động của tỉ giá hối đoái thực hiệu lực REER đến GDP thực trong ngắn hạn (với độ trễ là 2 quý tiếp theo) và trong dài hạn. Trong quý đầu tiên, khi tỉ giá hối đoái thực tăng (tức đồng nội tệ mạnh lên tương đối so với đồng ngoại tệ) thì sẽ làm giảm giá trị của GDP thực (khi đồng nội tệ tăng lên 1% so với đồng ngoại tệ thì sẽ làm giá trị GDP thực giảm đi 0.06% (0.0006100)) và giá trị này có ý nghĩa thống kê cao (t – value = -2.3682). Tuy nhiên, tới độ trễ thứ 2 (sau đó 2 quý) thì tác động của tỉ giá hối đoái thực tới GDP thực lại không có ý nghĩa thống kê (t – value = -0.1447 < t n-k0.05). Trong dài hạn, hệ số tác động này của tỉ giá hối đoái thực đến GDP thực lại không có ý nghĩa thống kê. Điều này cho thấy tác động của tỉ giá hối đoái thực đến GDP thực chỉ ở một mức độ nhất
định (tức là trong 3 tháng đầu tiên). Càng về sau, các chính sách tác động đến tỉ giá hối đoái thực sẽ không ảnh hưởng nhiều đến giá trị GDP thực, hay nói cách khác, tại Việt Nam, việc tăng trưởng GDP thực không phụ thuộc quá nhiều vào sự tăng (giảm) của tỉ giá hối đoái thực hiệu lực.
4.4. Tốc độ hiệu chỉnh sai số
Từ bảng 4.8, ta có hệ số ECM (-1) là tốc độ hiệu chỉnh sai số trong mô hình VECM. Hệ số có giá trị là -0.2724 với t – value = -7.7938 (có ý nghĩa thống kê cao). Điều này cho thấy, khi một chính sách tiền tệ nào đó được thực hiện (tức là những giá trị trong ngắn hạn tăng (giảm) – làm lệch giá trị GDP thực khỏi đường cân bằng trong dài hạn – thì tại kì tiếp theo (3 tháng sau), giá trị của những tác động này sẽ có xu hướng trở về vị trí cân bằng với mức độ điều chỉnh về vị trí cân bằng (đường cân bằng trong dài hạn) là 27.24%.
4.5. Kiểm định phần dư của mô hình:
Nếu phần dư của mô hình là dừng thì có thể kết luận rằng có mối quan hệ đồng liên kết giữa GDP thực và các biến còn lại trong mô hình. Ngược lại, khi phần dư là không dừng thì có thể kết luận rằng không có mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi dữ liệu.
Bảng 4.14: Kiểm định tính dừng của phần dư của mô hình
Null Hypothesis: RESID01 has a unit root Exogenous: None
Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=10)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.490418 0.0000 Test critical values: 1% level -2.609324
5% level -1.947119
10% level -1.612867 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RESID01)
Method: Least Squares
Date: 01/26/14 Time: 16:35
Sample (adjusted): 1999Q4 2012Q4
Included observations: 53 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. RESID01(-1) -1.037828 0.138554 -7.490418 0.0000 R-squared 0.518990 Mean dependent var 9.98E-06 Adjusted R-squared 0.518990 S.D. dependent var 0.005283 S.E. of regression 0.003664 Akaike info criterion -8.361981 Sum squared resid 0.000698 Schwarz criterion -8.324806
Log likelihood 222.5925 Hannan-Quinn criter. -8.347685 Durbin-Watson stat 1.975235
Kết quả kiểm định cho thấy phần dư của mô hình ECM là dừng với mức ý nghĩa thống kê rất cao (p – value = 0.0000).
4.5.2. Kiểm định tự tương quan của mô hình hồi quy
Bảng 4.15: Kiểm định Portmanteau tự tương quan phần dư của mô hình hồi quy
VEC Residual Portmanteau Tests for Autocorrelations Null Hypothesis: no residual autocorrelations up to lag h Date: 01/26/14 Time: 16:30
Sample: 1998Q4 2012Q4 Included observations: 54
Lags Q-Stat Prob. Adj Q-Stat Prob. df 1 12.95262 NA* 13.19701 NA* NA* 2 29.61042 NA* 30.49550 NA* NA* 3 72.05711 0.3143 75.43905 0.2244 67 4 110.4770 0.2894 116.9326 0.1645 103 5 131.7800 0.6556 140.4093 0.4506 139 6 158.8467 0.8039 170.8593 0.5743 175 *The test is valid only for lags larger than the VAR lag order.
Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư của mô hình hồi quy theo phương pháp Portmanteau Tests cho thấy không có tự tương quan bậc cao trong mô hình hồi quy với mức ý nghĩa thống kê là 10%.
4.5.3. Kiểm định vòng tròn đơn vị về sự ổn định của mô hình hồi quy Hình vẽ 4.6: Kiểm định vòng tròn đơn vị về sự ổn định Hình vẽ 4.6: Kiểm định vòng tròn đơn vị về sự ổn định
của mô hình hồi quy
Kết quả cho thấy tất cả các quan sát đều nằm trong vòng tròn đơn vị, điều này cho thấy mô hình ước lượng là thực sự ổn định
Từ ba kết quả kiểm định tính dừng, tự tương quan và sự ổn định của phần dư trong mô hình hồi quy cho thấy phần dư từ mô hình VECM là
-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
một nhiễu trắng (White noise). Khi đó, kết quả ước lượng mô hình sẽ là một ước lượng BLUE (Best Linear Unbiaes Estimator – Ước lượng không thiên lệch tuyến tính tốt nhất). Do đó, kết quả hồi quy VECM là đáng tin cậy.
5. Kết luận
Bài nghiên cứu ước lượng tác động của các biến chính sách tiền tệ dựa trên những lý thuyết cơ bản về tăng trưởng kinh tế. Từ mô hình nghiên cứu ở trên có thể thấy tốc độ tăng trưởng GDP thực của Việt Nam phụ thuộc khá nhiều vào các chính sách tiền tệ. Chính sách tiền tệ ở Việt Nam trong bài nghiên cứu bao gồm một số các công cụ chính sách như lãi suất, tỷ giá hối đoái, dự trữ ngoại hối, tỉ lệ lạm phát và cung tiền. Bài nghiên cứu đã tìm thấy tác động của các công cụ chính sách tiền tệ trên đều tác động đến GDP thực trong dài hạn, cụ thể biến cung tiền M2, lãi suất tác động ngược chiều, biến dự trữ ngoại hối tác động cùng chiều, riêng tỷ lệ lạm phát và tỷ giá thực hiệu lực REER thì bài nghiên cứu không tìm thấy tác động rõ ràng của nó tới GDP thực trong dài hạn.
Trong ngắn hạn, thường là sau khoảng thời gian từ 3 đến 6 tháng, các công cụ chính sách tiền tệ mới phản ánh đúng theo những kì vọng của các chính sách tiền tệ, hay nói cách khác, sau từ 3 tháng, các chính sách tiền tệ mới có tác động đến tốc độ tăng trưởng GDP thực, cụ thể là:
Dự trữ ngoại hối tác động cùng chiều đến GDP thực sau một quý, lãi suất tác động cùng chiều tới GDP thực sau một quý, tuy nhiên sau 2 quý thì tác động của lãi suất tới GDP thực không có ý nghĩa thống kê. Trong ngắn hạn, không xác định được tác động của biến cung tiền M2 tới GDP thực trong ngắn hạn. Tỷ giá hối đoái hiệu lực thực tác động ngược chiều tới GDP thực sau 1 quý. Tác động của lạm phát tới GDP sau 1 quý là âm và không có ý nghĩa thống kê, sau 2 quý là dương và có ý nghĩa thống kê, tuy nhiên, xét về dài hạn thì tác động của lạm phát tới RGDP lại không có ý nghĩa. Điều này cho thấy không chắc chắn về mối quan hệ giữa lạm phát và giá trị GDP thực ở Việt Nam.
Ta thấy chính sách tiền tệ thực tế ngay khi được đưa ra không thể tác động ngay đến GDP thực mà phải sau một độ trễ nhất định, những yếu tố này mới tác động đến tốc độ tăng trưởng GDP thực. Đây chính một đặc điểm khi thực hiện của các chính sách tiền tệ ở Việt Nam nói riêng cũng như của hầu hết các nước nói chung.
Bài nghiên cứu vẫn còn nhiều hạn chế do nguồn số liệu thu thập còn ít, thời gian nghiên cứu tương đối ngắn, chỉ trong vòng 14 năm 1 tháng nên kết quả nghiên cứu trong bài chưa hoàn toàn đưa ra được những kết luận chắc chắn.
Biến lạm phát trong bài nghiên cứu mới chỉ được xem xét có tác động tới tăng trưởng kinh tế hay không và không tìm thấy tác động rõ ràng của lạm phát tới tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó, có rất nhiều nghiên cứu cho rằng mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng không đơn thuần là mối quan hệ tuyến tính. Vượt qua một mức gọi là ngưỡng lạm phát thì mối quan hệ này sẽ thay đổi. (Khan và Senhadji (2001), Li (2006)). Liệu ở Việt Nam ngưỡng lạm phát này có tồn tại? Đây cũng là một hướng nghiên cứu tiếp theo, xác định mối quan hệ phi tuyến giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế.
Alan, C. Stockman, 1981. Anticipated inflation and the capital stock in a cash in-advance economy. Journal of Monetary Economics, Vol.
8(3), p. 387-393.
2. Atish, R. Ghosh and S.Phillips, 1998. Warning: Inflation May Be Harmful to Your Growth. IMF Staff Papers Vol. 45, No.4.
3. Charles, O., 2012. Monetary Policy and Economic Growth of Nigeria.
Journal of Economics and Sustainable Development, Vol 3, No 7. 4. Fischer, S., 1993. The Role of Macroeconomic Factors in Growth.
NBER Working Papers 4565, National Bureau of Economic Research, Inc.
5. Flood, R. P. & Rose, A. K., 1995. Fixing Exchange Rates: A Virtual Quest for Fundamentals. Journal of Monetary Economics, Elsevier,
vol. 36(1), pages 3-37.
6. Friedman, M., 1956. Quantity Theory of Money. Ed. In The New
Palgrave: A Dictionary of Economics, vol. 4, pp. 3-20. New York: Stockton Press.
7. Fukuda, S. and Y. Kon, 2010. Macroeconomic Impacts of Foreign Exchange Reserve Accumulation: Theory and International Evidence.
ADBI Working Paper Series, No. 197. Tokyo: Asian Development Bank Institute.
8. Giovanni, J. and Jay, C. S., 2007. The Impact of Foreign Interest Rates
on the Economy: The Role of the Exchange Rate Regime. NBER
Economics, Elsevier, vol. 24(2), PP 259-276
10. Havva, M. T. et al, 2012. The Effect of the Real Effective Exchange Rate Fluctuations on Macro-Economic Indicators (Gross Domestic Product (GDP), Inflation and Money Supply. Interdisciplinary Journal
of Contemporary Research in Business, Vol 4, No 6, P. 1097-1103. 11. Irving Fisher, 1911. The Purchasing Power of Money. [Online]
Available at: http://oll.libertyfund.<org/?option=com_staticxt& staticfile=show.php%3Ftitle=1165>.
12. Ismail O. Fasanya et al., 2013. Does Monetary Policy Influence Economic Growth in Nigeria? Asian Economic and Finacial Review,
2013, P. 635-646.
13. Jawaid et al., 2011. Monetary - Fiscal - Trade Policy and Economic
Growth in Pakistan: Time Series Empirical Investigation. International
Journal of Economics and Financial Issues. Vol. 1, No.3.
14. Khan, M. S. and A. S. Senhadji, 2001. Threshold Effects in the Relationship Between Inflation and Growth. IMF Staff Papers, Vol. 48,
No. 1.
15. Kormendi, R. C. and P. G. Meguire, P. G., 1985. Macroeconomic determinants of growth: Cross-country evidence. Journal of Monetary
Economics, Elsevier, vol. 16(2), P. 141-163.
16. Lawrence, J. C. et al., 1998. Monetary Policy Shocks: What Have We Learned and to What End? NBER Working Paper No. 6400
Economics.
18. McCandless, G. T. and Warren E. Weber, 1995. Some Monetary Facts. Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review 19, no. 3, P.2– 11.
19. Mei-yin Lin, 2011. Foreign Reserves and Economic Growth: Granger
Causality Analysis with Panel Data. Economics Bulletin, Vol. 31 no.2
pp. 1563 - 1575.
20. Mishkin, F.S., 2002. The Role of Output Stabilization in The Conduct
of Monetary Policy. NBER Working Papers 9291, National Bureau
of Economic Research, Inc.
21. Ogunmuyiwa, M. S and Ekone, A. F., 2010. Money Supply - Economic
Growth Nexus in Nigeria. Olabisi Onabanjo University, Nigeria. J Soc
Sci, 22(3), 199-204.
22. Osama D. Sweidan, 2004. Does Inflation Harm Economic Growth In Jordan, A Economic Analysis For The Period 1990 - 2000.
International Journal of Applied Econometrics and Quantitative Studies. Vol.1-2(2004).
23. Paul, D. G. and Gunther, S., 2008. Exchange Rate Stability, Inflation,
and Growth in (South) Eastern and Central Europe. Review of
Development Economics, 12(3), 530–549.
24. Philippe, A. et al., 2006. Exchange Rate Volatility and Productivity