Tác động của các yếu tố vĩ mô đến lạm phát tại Việt Nam

Nội dung text: Tác động của các yếu tố vĩ mô đến lạm phát tại Việt Nam

1. 16 KINH TẾ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ ĐẾN LẠM PHÁT TẠI VIỆT NAM HUỲNH THẾ NGUYỄN Trường Cao đẳng Tài chính - Hải quan - fomis.nguyen@gmail.com VŨ THỊ TƯƠI Trường Cao đẳng Tài chính - Hải quan - thaonguyenxanh01487@yahoo.com (Ngày nhận: 22/04/2015; Ngày nhận lại: 26/06/2015; Ngày duyệt đăng: 10/06/2016) TÓM TẮT Bài viết này nghiên cứu tác động của các yếu tố vĩ mô đến lạm phát tại Việt Nam trong giai đoạn 1995 - 2012. Kết quả nghiên cứu cho thấy yếu tố kỳ vọng lạm phát, tiền tệ, khoảng chênh sản lượng, tỷ giá hối đoái là những nguyên nhân chính gây lạm phát trong thời gian qua. Do đó để kiểm soát lạm phát hiệu quả, Chính phủ cần triển khai các chính sách vĩ mô một cách hiệu quả và có chất lượng. Từ khóa: Yếu tố vĩ mô; lạm phát. The impact of macro factors on inflation in Vietnam ABSTRACT The paper examines the impact of macro factors on inflation in Vietnam during the period 1995-2012. The research results show that inflation expectation, money, output gap, and exchange rate were the key determinants of inflation in the past years. The government, therefore, should implement macro policies efficiently to have an effective control of inflation. Keywords: Macro factors; inflation. 1. Giới thiệu gần đây, trong đó việc phân tích rõ được Việt Nam đã đối mặt với tình hình lạm những nhân tố ảnh hưởng đến lạm phát để đưa phát cao trong thời gian dài, nhất là giai đoạn ra được những chính sách và định hướng đúng 2006 - 2010 với tỷ lệ lạm phát luôn ở mức hai đắn là một vấn đề bức thiết trong công tác con số, đỉnh điểm năm 2008 tỷ lệ lạm phát điều hành vĩ mô. Hơn nữa, phân tích quá trình xấp xỉ 23%. Về mặt lý thuyết, mức lạm phát tác động của các yếu tố vĩ mô đến lạm phát thấp có tác dụng kích thích kinh tế phát triển, nhằm đánh giá mức độ ảnh hưởng của các yếu còn lạm phát ở mức cao sẽ gây hậu quả tố này để có các đề xuất hợp lý trong khâu nghiêm trọng cho nền kinh tế. Lạm phát làm kiềm chế và kiểm soát vấn đề lạm phát luôn giảm sút sản xuất, giảm sút nguồn thu thuế; có ý nghĩa về lý thuyết lẫn thực tiễn. gây bất ổn cung cầu trong quan hệ mua bán Bài viết này chúng tôi đánh giá tác động lưu thông hàng hóa; làm hệ thống tiền tệ tín của các yếu tố vĩ mô đến lạm phát tại Việt dụng bị rối loạn và khó kiểm soát Nói Nam trong thời gian 1995 - 2012. Kết quả chung, lạm phát gây khó khăn cho toàn bộ đời nghiên cứu sẽ chỉ ra các nguyên nhân chủ yếu sống kinh tế - xã hội của một quốc gia. Chính hình thành nên lạm phát để từ đó giúp các nhà vì thế, Chính phủ luôn xem việc kiềm chế lạm hoạch định chính sách và Chính phủ có thêm phát là mục tiêu hàng đầu trong những năm kênh thông tin quan trọng trong việc hoạch
2. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (49) 2016 17 định và thực thi chính sách vĩ mô một cách lượng cung tiền tác động rất mạnh đến lạm bền vững và hiệu quả. phát từ quý ba trở đi và sự mất giá của đồng 2. Tổng quan tình hình nghiên cứu và nội tệ cũng góp phần làm gia tăng lạm phát. mô hình nghiên cứu Đặc biệt biến động giá dầu thế giới không ảnh 2.1. Tình hình nghiên cứu hưởng gì đến vấn đề lạm phát tại Việt Nam vì Koohoon Kwon và Lavern McFarlane chính sách trợ giá xăng dầu của Nhà nước. (2006) nghiên cứu thực nghiệm về mối quan Ngoài ra, kết quả nghiên cứu đối với biến lãi hệ giữa nợ công, cung tiền và lạm phát trên dữ suất cho thấy sự phản ứng chậm chạp của liệu bảng của 42 quốc gia phát triển và đang chính sách tiền tệ đối với lạm phát. phát triển đã chỉ ra mối tương quan mạnh Lê Việt Hùng và Wade D.Pfau (2008) sử cùng chiều giữa nợ công và lạm phát ở các dụng mô hình VAR để phân tích về mối quan quốc gia có tỷ lệ nợ công cao, nhưng mối hệ giữa cơ chế truyền dẫn tiền tệ đối với lạm quan hệ này mờ nhạt đối với những quốc gia phát và sản lượng ở Việt Nam giai đoạn 1996 phát triển và những quốc gia đang phát triển - 2005. Kết quả nghiên cứu cho thấy có mối có tỷ lệ nợ công thấp. Đồng thời, yếu tố cung quan hệ rõ ràng giữa cung tiền và sản lượng tiền luôn là nguyên nhân gây ra lạm phát ở cả nhưng không có mối quan hệ chặt chẽ nào hai nhóm quốc gia này dù có vay nợ hay giữa cung tiền và lạm phát. Tương tự, Vương không vay nợ. Bên cạnh đó, Byung - Yeon Thị Thảo Bình (2009) đã sử dụng mô hình Kim (2001) thực hiện hồi quy theo mô hình OLS để phân tích động thái giá cả - lạm phát VECM cho trường hợp của Ba Lan giai đoạn ở Việt Nam giai đoạn 1995 - 2008 cho kết 1990 - 1999 đã kết luận rằng tiền lương, tỷ giá luận ngoài những yếu tố như cung tiền, lạm có mối quan hệ rất chặt với lạm phát. Ngoài ra phát kỳ vọng, giá dầu thì khoảng chênh sản tác giả còn cho rằng cung tiền và sản lượng lượng (chênh lệch giữa sản lượng thực tế và không giải thích cho sự biến động của lạm sản lượng tiềm năng) có tương quan dương phát. Nina Leheyda (2005) dùng mô hình đến lạm phát. Bên cạnh đó, Phạm Thị Thu VECM kiểm định mối quan hệ giữa cung tiền, Trang (2009) đã sử dụng mô hình hồi quy sản lượng thực, tỷ giá hối đoái và tiền lương chuyển tiếp trơn để phân tích các yếu tố ảnh với lạm phát tại Ukraine giai đoạn 1997 - hưởng đến lạm phát với việc sử dụng các biến 2003 với kết quả trong ngắn hạn tỷ giá hối độc lập như yếu tố tiền tệ (cung tiền), yếu tố đoái có quan hệ cùng chiều với lạm phát, sản cung (giá dầu), yếu tố cầu (giá trị sản xuất lượng thực cũng quyết định đến lạm phát công nghiệp, giá gạo) và yếu tố kỳ vọng (thể trong khi yếu tố tiền tệ thì ảnh hưởng rất yếu. hiện bằng các giá trị trễ của tỷ lệ lạm phát). Tác giả cho rằng rất khó giải thích mối quan Kết quả nghiên cứu cho thấy tăng cung tiền, hệ giữa lạm phát và tiền lương vì mối quan hệ tăng tổng cầu làm lạm phát gia tăng ngay và này lại nghịch chiều ở Ukraine. ảnh hưởng kéo dài ba tháng sau đó. Đồng Phạm Thế Anh (2009) cho rằng có bốn thời, tỷ lệ lạm phát biến động cùng chiều với nhóm nhân tố tác động đến lạm phát. Thứ biến động giá gạo xuất khẩu và bị ảnh hưởng nhất là nhóm nhân tố ảnh hưởng đến tổng cầu bởi giá dầu thế giới. Hơn nữa, lạm phát trong như là thặng dư cung tiền, thâm hụt tài khóa. quá khứ có ảnh hưởng đến lạm phát hiện tại Nhóm thứ hai là các cú sốc về tổng cung như nhưng tác động rất yếu. sự mất giá của nội tệ, gia tăng tiền lương, thuế Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức và các yếu tố đầu vào. Nhóm thứ ba là sự Thành (2010) đã sử dụng mô hình VECM để cứng nhắc của giá cả như kỳ vọng lạm phát và xem xét mối quan hệ giữa lạm phát ở Việt nhóm cuối cùng là yếu tố thể chế. Kết quả Nam và một số yếu tố kinh tế vĩ mô cho biết nghiên cứu cho thấy yếu tố kỳ vọng tác động lạm phát ở Việt Nam chịu tác động mạnh bởi đến lạm phát, nghĩa là lạm phát các quý trước tâm lý về kỳ vọng lạm phát. Các tác giả khẳng ảnh hưởng đến lạm phát quý sau. Ngoài ra định lạm phát chủ yếu xuất phát từ những
3. 18 KINH TẾ nguyên nhân nội địa, các yếu tố bên ngoài như cung, SAD các biến đại diện các cú sốc của giá cả hàng hóa thế giới ảnh hưởng lên lạm e tổng cầu ngoài ảnh hưởng của thất nghiệp. Pt phát nội địa rất thấp. Hơn nữa, việc phá giá là tỷ lệ lạm phát kỳ vọng, thường là kỳ vọng đồng nội tệ cũng là nguyên nhân gây sức ép thích nghi với hàm ý lạm phát có sức ỳ. Sức ỳ lên lạm phát. Tương tự, Trương Quang Hùng xuất hiện vì lạm phát trong quá khứ có ảnh và Nguyễn Hoài Bảo (2004) bằng phương hưởng đến kỳ vọng về lạm phát trong tương pháp phân tích định tính đã đưa ra kết luận lai và kỳ vọng này tiếp tục ảnh hưởng đến giá trong ngắn hạn không có mối quan hệ giữa cả. Nếu giá cả tăng lên nhanh chóng thì người cung tiền và lạm phát tại Việt Nam. dân sẽ dự kiến giá cả tiếp tục tăng nhanh. 2.2. Mô hình và phương pháp nghiên cứu ()uu n là tỷ lệ thất nghiệp chu kỳ và tham số Mô hình kinh tế thường được sử dụng để mô tả diễn biến lạm phát là đường cong k phản ánh mức độ nhạy cảm của lạm phát đối Phillips. Đường Phillips ban đầu xây dựng với thất nghiệp. Theo Okun thì độ chênh sản mối quan hệ giữa lạm phát và thất nghiệp lượng có quan hệ với độ lệch thất nghiệp, do trong nền kinh tế. Theo định luật Okun, khi đó tỷ lệ thất nghiệp chu kỳ được thay thế bằng sản lượng thực tế lớn hơn sản lượng tiềm năng khoảng chênh sản lượng GAP. Từ đó mô hình thì tỷ lệ thất nghiệp thực tế thấp hơn tỷ lệ thất nghiên cứu thực nghiệm các yếu tố vĩ mô tác nghiệp tự nhiên, do đó xuất hiện áp lực gia động đến lạm phát tại Việt Nam có dạng sau: k kk tăng lạm phát. Sự khác biệt giữa sản lượng LnP 0   1 iLnPt i   2 iGAPt i  3 idLnM 2 t i thực tế và sản lượng tiềm năng được xem là i 1 ii 00 k k (2) khoảng chênh sản lượng, và khoảng chênh  45idLnEXt i   idLnOILt i  này được đưa vào đường Phillips làm chỉ số i 0 i 0 phản ánh áp lực tăng lạm phát từ phía cầu Theo phương trình này thì mức giá chung (Nguyễn Minh Hải, 2014). Đồng thời các của nền kinh tế phụ thuộc vào lạm phát kỳ nghiên cứu nêu trên cho thấy yếu tố kỳ vọng vọng, khoảng chênh sản lượng, cung tiền M2, có ảnh hưởng đến lạm phát ở Việt Nam, do đó tỷ giá và giá dầu thế giới. Các biến trễ được biến lạm phát kỳ vọng sẽ được đưa vào mô đưa vào phản ánh sự cứng nhắc của giá và hình nghiên cứu yếu tố gây ra lạm phát. Bên phản ứng chậm của chính sách. Về dữ liệu, cạnh đó, các nghiên cứu này cho rằng các cú biến phụ thuộc LnP phản ánh tỷ lệ lạm phát, sốc về tổng cung, tổng cầu như giá dầu thế được tính từ chỉ số giá tiêu dùng CPI. Đây là giới, sự mất giá đồng nội tệ và thặng dư cung chỉ tiêu được sử dụng phổ biến nhất để đo tiền tạo áp lực tăng giá trong nước, vì thế lường mức giá và sự thay đổi của mức giá. chúng được đưa vào phân tích nguyên nhân CPI được lấy theo quý theo công bố của IMF gây lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu. Các với năm cơ sở là 2005. Biến độc lập bao gồm yếu tố như nợ công, tiền lương danh nghĩa có dLnM2: Sai phân bậc nhất của log cung tiền quan hệ không rõ ràng với lạm phát trong các M2, đây là biến đại diện yếu tố tiền tệ, M2 nghiên cứu, đồng thời ở Việt Nam tốc độ điều được lấy theo quý theo công bố của IMF. chỉnh lương danh nghĩa rất chậm, nợ công GAP: Khoảng chênh giữa sản lượng thực và luôn được báo cáo trong tầm kiểm soát và an sản lượng tiềm năng được đo lường bằng toàn nên không đưa vào mô hình phân tích. phương pháp lọc Hoddrick - Prescott. Trong Tóm lại, chúng tôi sử dụng mô hình Phillips đó sản lượng thực GDP thu thập theo quý từ mở rộng để phân tích nguyên nhân lạm phát ở IMF, năm cơ sở là 2000. dLnEX: Sai phân Việt Nam với dạng phương trình sau: bậc nhất của log tỷ giá VND/USD. Tỷ giá en VND/USD là tỷ giá bình quân được lấy theo Pdtt 0 dP 1 kuu ( ) dSASdSAD 2 3 (1) quý từ nguồn IMF và SBV. dLnOIL: Sai phân Trong đó, Pt là tỷ lệ lạm phát trong thời bậc nhất của log giá dầu thô thế giới. Giá dầu kỳ t, SAS các biến đại diện các cú sốc tổng thô thu thập theo quý từ nguồn Bloomberg.
4. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (49) 2016 19 Để ước lượng phương trình (2), trước hết trọng về các yếu tố gây ra lạm phát ở Việt chúng tôi tiến hành kiểm định tính dừng của Nam trong giai đoạn nghiên cứu. chuỗi dữ liệu nhằm lựa chọn độ trễ tối ưu. 3. Kết quả nghiên cứu Thủ tục kiểm định tính dừng theo phương 3.1. Tình hình lạm phát tại Việt Nam pháp ADF với độ trễ được lựa chọn dựa trên trong thời gian qua các chỉ tiêu AIC và SIC. Tiếp theo chúng tôi Giai đoạn 1995 - 2006 có lạm phát tương tiến hành hồi quy biến phụ thuộc tỷ lệ lạm đối thấp ở mức một con số, được thể hiện ở phát LnP theo các biến độc lập trong phương Biểu đồ 1 dưới đây theo số liệu được thu thập trình (2), kết quả hồi qui là các chỉ dẫn quan từ website Ngân hàng Thế giới. Tỷ lệ lạm phát tại Việt Nam giai đoạn 95 - 06 Tỷ lệ lạm phát (%) 10 8.28 8 7.76 7.27 7.39 6 5.67 4.5 4 4.12 3.83 3.21 3.22 2 0 -0.43 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 -2 -1.71 -4 Biểu đồ 1. Tình hình lạm phát Việt Nam giai đoạn 1995 – 2006 Trong năm 1997 lạm phát giảm xuống năm trước và đi kèm là tốc độ tăng trưởng xấp xỉ ở mức 3% bởi tác động của chính sách kinh tế cũng tương đối cao. Một trong những tài khóa và chính sách tiền tệ thắt chặt, năm nguyên nhân làm lạm phát gia tăng trong năm 1998 tỷ lệ lạm phát tăng lên 7.27% do ảnh 2001 trở đi là do Chính phủ sử dụng chính hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính châu Á sách kích cầu bằng việc tăng cung tiền cùng nên Ngân hàng Nhà nước phải thực hiện việc với những công trình đầu tư lớn. Ngoài ra phá giá đồng nội tệ nhằm tránh những cuộc cộng thêm sự biến động giá dầu thế giới do tấn công tiền tệ. Năm 1999, nền kinh tế đột cuộc chiến ở Trung Đông và giá lương thực ngột chuyển qua giai đoạn thiểu phát, tăng và hàng nông sản như cà phê, cao su trên thị trưởng rất chậm, năm 2000 rơi vào tình trạng trường thế giới tăng gây sức ép nên lạm phát giảm phát (-1.71%). Mặc dù giai đoạn này tốc trong nước. độ tăng cung tiền tương đối lớn nhưng cũng Giai đoạn 2007 - 2012 tỷ lệ lạm phát có khó kéo nền kinh tế thoát khỏi tình trạng thiểu nhiều biến động, có năm tỷ lệ lạm phát ở mức phát, cung tiền tăng nhưng hệ thống tài chính hai con số. Biểu đồ 2 dưới đây sẽ thể hiện chi yếu kém nên không thể hấp thụ vốn để thúc tiết tình hình lạm phát giai đoạn trên với dữ đẩy kinh tế phát triển. Từ năm 2001 trở đi đến liệu được thu thập từ nguồn Website của năm 2006, tỷ lệ lạm phát của năm sau cao hơn Ngân hàng Thế giới.
5. 20 KINH TẾ Tỷ lệ lạm phát tại Việt Nam Tỷ lệ lạm phát (%) 25.00 23.12 20.00 18.68 15.00 10.00 9.09 8.30 8.86 7.05 5.00 0.00 07 08 09 10 11 12 Biểu đồ 2. Mức lạm phát Việt Nam giai đoạn 2007 – 2012 Năm 2006 tỷ lệ lạm phát đang ở mức Nhà nước thực hiện chính sách tiền tệ thắt xấp xỉ hơn 7% và tăng dần trong năm 2007, chặt bằng cách nhiều lần điều chỉnh tăng lãi năm 2008 lạm phát đột ngột tăng nhanh đạt suất cơ bản và tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc mức kỷ lục mới, đồng thời mức cao nhất nhằm điều chỉnh lượng tiền ngoài lưu thông. trong giai đoạn 1995 - 2012 hơn 23%. Điều Mặt khác, cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu này được các nhà kinh tế cho rằng thời kỳ nổ ra làm giá dầu mỏ và các hàng hóa trên thị trước đó Việt Nam rơi vào tình trạng thiểu trường thế giới liên tục sụt giảm đã góp phần phát nên Chính phủ đã thực hiện rất nhiều giảm tỷ lệ lạm phát ở nước ta. các biện pháp kích cầu, trong đó có việc tăng Năm 2010 và 2011 lạm phát lại quay trở lượng cung tiền ra ngoài lưu thông dẫn đến lại, từ mức 7% năm 2009 tăng lên 8.68% vào tình trạng mất cân đối giữa lượng tiền và năm 2010, và đột ngột tăng mạnh lên hơn lượng hàng hóa. Đồng thời giá lương thực 18% trong năm 2011. Điều này được các thực phẩm và giá dầu thế giới tăng cao (giữa chuyên gia đánh giá là do giá cả một số hàng năm 2008 giá dầu thế giới tăng lên xấp xỉ hóa thiết yếu thế giới tiếp tục tăng cao như giá 1 0 USD/thùng) gây ra lạm phát cao ở Việt dầu thô và giá xăng - gas, sắt thép, nguyên vật Nam. Ngoài ra năm 2007 dòng vốn đầu tư liệu nhập khẩu, trong nước dịch bệnh, bão lũ nước ngoài và nguồn kiều hối đổ vào trong nặng nề ở miền Trung làm ảnh hưởng khá lớn nước rất lớn (khoảng 25 tỷ USD) buộc Ngân đến cung cầu hàng hóa. Ngoài ra mức lương hàng Nhà nước tung ra lượng tiền đồng cơ bản tăng, Nhà nước thực hiện tăng chi phí tương ứng để ổn định tỷ giá nên gây sức ép giáo dục, y tế, kết hợp tỷ giá tăng, yếu tố tâm lạm phát trong năm 2007 và tăng lên trong lý kỳ vọng lạm phát trong dân dẫn đến tỷ lệ năm 2008. Năm 2009 tỷ lệ lạm phát đã giảm lạm phát tăng cao trong giai đoạn này. Tuy đáng kể bởi những biện pháp chống lạm phát nhiên, mức lạm phát năm 2012 và 2013 giảm năm 2008 đã phát huy tác dụng, nhất là việc bởi ảnh hưởng trực tiếp của chính sách tiền tệ, Chính phủ thu hẹp tài khóa và Ngân hàng tài khóa thắt chặt nhằm đối phó với lạm phát
6. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (49) 2016 21 2011. Song, các nhà kinh tế cho rằng chính kiểm định tính dừng dựa trên phương pháp sách tiền tệ đã phát huy quá mức ảnh hưởng ADF với độ trễ được lựa chọn dựa trên các đến hoạt động của rất nhiều doanh nghiệp làm chỉ tiêu AIC và SIC. Kết quả phân tích trong nền kinh tế rơi vào tình trạng khó khăn, cộng Bảng 1 và 2 cho thấy chuỗi lạm phát và chuỗi thêm việc doanh nghiệp khó tiếp cận vốn đã khoảng chênh sản lượng dừng ở mức ý nghĩa ảnh hưởng không nhỏ đến người lao động đời 1%, tất cả chuỗi dữ liệu còn lại đều không sống của nhiều tầng lớp dân cư. dừng ở các mức ý nghĩa 1%, %, 10%. Tuy 3.2. Kết quả nghiên cứu nhiên dựa trên cả hai tiêu chí thì tất cả sai 3.2.1. Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu phân bậc 1 của các chuỗi dữ liệu còn lại đều Chuỗi dữ liệu sau khi lấy log và tiến hành dừng ở mức ý nghĩa 1%. Bảng 1 Kết quả kiểm định tính dừng các chuỗi dữ liệu (Tiêu chuẩn AIC) Kiểm định ADF ( Tối đa 8 độ trễ - Tiêu chuẩn AIC) Chuỗi Kết luận P_value ADF 1% 5% 10% LnP 0.0151 -3.3822 -3.5315 -2.9055 -2.5902 Dừng GAP 0.0031 -3.9346 -3.5365 -2.9076 -2.5913 Dừng LnM2 0.6128 -1.3263 -3.5285 -2.9041 -2.5895 Không dừng dLnM2 0.0000 -6.4027 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng LnEX 0.8582 -0.6225 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng dLnEX 0.0000 -8.4371 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng LnOIL 0.7008 -1.1271 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng dLnOIL 0.0000 -7.1560 -3.5285 -2.9041 -2.5895 Dừng Bảng 2 Kết quả kiểm định tính dừng các chuỗi dữ liệu (Tiêu chuẩn SIC) Kiểm định ADF ( Tối đa 8 độ trễ - Tiêu chuẩn SIC) Kết luận P_value ADF 1% 5% 10% LnP 0.0002 -4.6218 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Dừng GAP 0.0001 -5.0729 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng LnM2 0.6258 -1.2991 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng dLnM2 0.0000 -6.4027 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng LnEX 0.8582 -0.6225 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng dLnEX 0.0000 -8.4371 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng LnOIL 0.7008 -1.1271 -3.5256 -2.9029 -2.5889 Không dừng dLnOIL 0.0000 -8.1208 -3.5270 -2.9035 -2.5892 Dừng
7. 22 KINH TẾ Việc xác định độ trễ của biến độc lập căn 3.2.2. Phân tích và thảo luận kết quả hồi quy cứ vào chỉ tiêu AIC là 6 và SIC là 1, tuy nhiên Sau khi tiến hành kiểm định tính dừng độ trễ 1 chưa phản ánh đầy đủ và chính xác của chuỗi dữ liệu, chúng tôi đưa các biến vào các nhân tố tác động đến lạm phát, vì thế chạy phương trình hồi quy bằng phần mềm chúng tôi chọn độ trễ tối ưu bằng 6 để đưa Eviews 6.0 có kết quả như Bảng 3. vào mô hình hồi quy. Bảng 3 Kết quả mô hình hồi quy Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t P_value (Variable) (Coefficient) (Std. Error) (t_statistic) (Probability) LnP(-1) 0.61084 0.17173 3.55686 0.0013 LnP(-2) -0.17042 0.19790 -0.86114 0.396 LnP(-3) 0.16748 0.23771 0.70457 0.4865 LnP(-4) 0.42743 0.22704 1.88256 0.0695* LnP(-5) -0.30862 0.24475 -1.26091 0.2171 LnP(-6) 0.08352 0.19943 0.41880 0.6783 dLnM2 -0.14644 0.07351 -1.99198 0.0555* dLnM2(-1) 0.20273 0.08631 2.34874 0.0256 dLnM2(-2) -0.07375 0.09643 -0.76475 0.4504 dLnM2(-3) -0.06919 0.10544 -0.65618 0.5167 dLnM2(-4) 0.16432 0.08267 1.98762 0.056* dLnM2(-5) -0.02142 0.06542 -0.32735 0.7457 dLnM2(-6) -0.07989 0.05951 -1.34219 0.1896 GAP -0.05402 0.19736 -0.27373 0.7862 GAP(-1) -0.25854 0.19084 -1.35473 0.1856 GAP(-2) -0.13325 0.16773 -0.79440 0.4332 GAP(-3) -0.02159 0.19845 -0.10880 0.9141 GAP(-4) -0.27423 0.19168 -1.43069 0.1629 GAP(-5) 0.10581 0.24088 0.43925 0.6636 GAP(-6) 0.47018 0.23558 1.99585 0.0551* dLnEX 0.04828 0.13446 0.35909 0.722 dLnEX(-1) 0.39161 0.14090 2.77939 0.0093 dLnEX(-2) 0.187017 0.15137 1.23547 0.2262 dLnEX(-3) -0.29181 0.14882 -1.96072 0.0593* dLnEX(-4) -0.03929 0.16978 -0.23142 0.8186 dLnEX(-5) -0.10948 0.16577 -0.66038 0.5141 dLnEX(-6) 0.06514 0.15645 0.41639 0.6801 dLnOIL 0.04380 0.01519 2.88191 0.0072
8. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (49) 2016 23 Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t P_value (Variable) (Coefficient) (Std. Error) (t_statistic) (Probability) dLnOIL(-1) 0.03957 0.01800 2.19829 0.0358 dLnOIL(-2) 0.01259 0.01832 0.68725 0.4972 R2 0.8131 2 R -Hiệu chỉnh 0.6013 Thống kê F 3.8394 P_value (TK F) 0.000167 Dubin-Watson 2.1106 , ,* : Biến có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5%, 10%. Từ kết quả phân tích hồi quy có hệ số R2- không bị lỗi và các vi phạm các giả thuyết cơ Hiệu chỉnh bằng 0.6013 phản ánh các biến bản theo lý thuyết kinh tế lượng. Từ kết quả độc lập trong mô hình đã giải thích được hơn của mô hình, chúng tôi lọc ra những biến độc 60% sự biến động của lạm phát, đồng thời các lập thật sự có ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát ở kết quả kiểm định cũng cho thấy mô hình Việt Nam được trình bày ở Bảng 4: Bảng 4 Chọn lọc các biến có hệ số ước lượng của biến có ý nghĩa thống kê Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t P_value LnP(-1) 0.61084 0.17173 3.55686 0.0013 LnP(-4) 0.42743 0.22704 1.88256 0.0695* dLnM2 -0.14644 0.07351 -1.99198 0.0555* dLnM2(-1) 0.20273 0.08631 2.34874 0.0256 dLnM2(-4) 0.16432 0.08267 1.98762 0.056* GAP(-6) 0.47018 0.23558 1.99585 0.0551* dLnEX(-1) 0.39161 0.14090 2.77939 0.0093 dLnEX(-3) -0.29181 0.14882 -1.96072 0.0593* dLnOIL 0.04380 0.01519 2.88191 0.0072 dLnOIL(-1) 0.03957 0.01800 2.19829 0.0358 , ,* : Có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5%, 10%. Kết quả hồi quy cho biết lạm phát ở nước lạm phát sẽ được kiểm soát nghiêm túc và ta chịu tác động rất mạnh từ yếu tố lạm phát hiệu quả. Do đó họ duy trì một tâm lý kỳ vọng kỳ vọng. Nếu quý này xảy ra lạm phát tăng lạm phát tiếp tục tăng lên trong thời gian tiếp cao thì công chúng cũng kỳ vọng rằng lạm theo. Kết quả này trùng khớp với kết quả phát sẽ tiếp tục tăng thời gian tiếp theo. Hơn nghiên cứu trước đây của Phạm Thế Anh nữa yếu tố kỳ vọng còn kéo dài đến quý thứ tư (2009), Phạm Thị Thu Trang (2009), Nguyễn thể hiện ở hệ số hồi quy biến LnP(-4) là Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành 0.4274 có ý nghĩa ở mức 10%. Điều này có (2010) về ảnh hưởng của lạm phát quý thể xuất phát từ việc phản ứng chậm trễ của trước đến lạm phát ở quý sau, nhưng ít gặp các chính sách và biện pháp kiềm chế lạm trong các bài nghiên cứu về lạm phát ở nước phát của Chính phủ và Ngân hàng Nhà nước ngoài, đặc biệt là các nước có tỷ lệ lạm phát khiến người dân không tin tưởng tình hình thấp và ổn định.
9. 24 KINH TẾ Nghiên cứu của Trương Quang Hùng và nền kinh tế. Kết quả hồi quy biến dLnOIL của Nguyễn Hoài Bảo (2004) không tìm thấy mối chúng tôi là 0.0438 có ý nghĩa ở mức 1% cho quan hệ rõ ràng giữa tăng cung tiền và tăng thấy có mối tương quan giữa giá xăng dầu thế giá trong giai đoạn 1996 - 2003 tại Việt Nam, giới và lạm phát trong nước nhưng ở mức độ nhưng kết quả của chúng tôi chỉ ra mối quan không cao. Điều này có thể do Nhà nước thực hệ tương quan dương giữa cung tiền và tỷ lệ hiện chính sách trợ giá xăng dầu nên đã làm lạm phát dù không mạnh bằng yếu tố tâm lý giảm tầm ảnh hưởng của nó đến lạm phát. kỳ vọng. Hệ số hồi quy của biến dLnM2 là - 4. Kết luận và gợi ý Chính sách 0.1464 có ý nghĩa ở mức 10% phản ánh cung Kết quả phân tích của bài viết cho thấy tiền quý này tăng chưa làm tăng ngay lạm yếu tố tâm lý kỳ vọng, tiền tệ, khoảng chênh phát, thậm chí còn có chiều hướng tác động sản lượng, tỷ giá hối đoái và giá dầu thế giới ngược lại. Tuy nhiên sau một quý khi các cơ là những nhân tố tác động chính đến lạm phát chế truyền dẫn tiền tệ phát huy thì cung tiền tại Việt Nam trong thời gian qua nhưng cơ bắt đầu gây áp lực tăng lạm phát, và sự ảnh chế tác động sẽ có một khoảng trễ nhất định. hưởng này còn kéo dài đến quý thứ 4 qua hệ Kết hợp với những nguyên nhân gây ra lạm số hồi quy của biến dLnM2(-4) là 0.1643 có ý phát được các lý thuyết truyền thống đúc kết, nghĩa ở mức 10%. Điều này đồng quan điểm chúng tôi khuyến nghị một số chính sách với Phạm Thế Anh (2009), Phạm Thị Thu nhằm góp phần kiểm soát lạm phát và ổn định Trang (2009) về yếu tố tiền tệ gây lạm phát kinh tế vĩ mô hướng đến tăng trưởng bền sau những khoảng trễ nhất định. Đồng thời, hệ vững như sau: số hồi quy biến GAP(-6) là 0.4701 có ý nghĩa Một là, tạo lập niềm tin để hạn chế kỳ ở mức 10% củng cố thêm lý thuyết về tăng vọng lạm phát trong dân cư. Niềm tin ở đây sản lượng quá nhanh đến mức vượt sản lượng thể hiện ở ba khía cạnh: (i) Thứ nhất, tạo niềm tiềm năng sẽ gây ra áp lực lạm phát. Tuy tin cho công chúng thấy rằng Chính phủ và nhiên khác với Vương Thị Thảo Bình ở chỗ Ngân hàng Nhà nước đang nổ lực và nghiêm tác động này xảy ra sau một quý, kết quả túc áp dụng những biện pháp kiềm chế lạm chúng tôi tìm thấy sau sáu quý. phát một cách hiệu quả và nhanh chóng mỗi Bên cạnh đó, chúng tôi cũng phát hiện khi nền kinh tế rơi vào tình trạng lạm phát tương tự như Võ Trí Thành và cộng sự cao. (ii) Thứ hai, giúp người dân tin tưởng (2001), Phạm Thế Anh (2009) về mối quan hệ hơn nữa vào giá trị của đồng nội tệ bằng cách giữa tỷ giá và lạm phát. Hệ số hồi quy của Ngân hàng Nhà nước nên tính toán và cân biến dLnEX(-1) là 0.3916 có ý nghĩa ở mức nhắc đến cơ cấu mệnh giá tiền đồng đưa vào 1% phản ánh tỷ giá ở quý này tăng sẽ góp lưu thông một cách hợp lý để cho niềm tin phần gia tăng lạm phát ở quý liền kề sau đó. vào sức mua của đồng nội tệ ngày càng ổn Tỷ giá tăng dẫn đến tăng chi phí hàng hóa và định. (iii) Thứ ba Chính phủ phải hướng đến nguyên vật liệu nhập khẩu làm giá thành sản lạm phát mục tiêu. Đây là loại lạm phát không phẩm tăng sau đó gia tăng lạm phát. Khi tỷ có tác động tiêu cực đồng thời là điều kiện giá tăng, đồng nội tệ mất giá ảnh hưởng đến cần để nền kinh tế phát triển ổn định trong niềm tin của công chúng, góp phần gia tăng thời gian dài. tình trạng lạm phát. Hơn nữa, theo Phạm Thế Hai là, tăng cường và kiểm soát một cách Anh (2009) thì lạm phát trong nước không hiệu quả việc tăng cung tiền cho nền kinh tế. chịu tác động từ sự biến động của giá dầu thế Nhà nước cần trao tính độc lập hơn nữa cho giới, nhưng Phạm Thị Thu Trang (2009), Ngân hàng Nhà nước để tạo ra một bức tường Vương Thị Thảo Bình (2009) đã kết luận về lửa hữu hiệu nhằm ngăn chặn các can thiệp mối quan hệ cùng chiều giữa hai yếu tố này. theo hướng tiền tệ hóa thâm hụt ngân sách Xăng dầu là hàng hóa đặc biệt được xem là cũng như tăng trưởng cung tiền phục vụ cho nguyên liệu đầu vào quan trọng, cần thiết cho mục đích tăng trưởng kinh tế. Chính phủ cần
10. TẠP CHÍ KHOA HỌC ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 4 (49) 2016 25 hướng đến chính sách tiền tệ phục vụ cho mục dựng phương án tăng mức dự trữ ngoại hối đích bình ổn giá cả hơn là tăng trưởng kinh tế của quốc gia. Đây là tấm đệm giảm sốc khi thì việc phối hợp các chính sách và quá trình nền kinh tế rơi vào tình trạng bất ổn hoặc kiểm soát cung tiền trở nên có hiệu quả và tránh được những cuộc tấn công tiền tệ, bảo chất lượng. Đồng thời khi cung tiền cần tính đảm cho tỷ giá không biến động một cách thái toán và cân nhắc lượng tiền bơm ra nền kinh quá gây ảnh hưởng đến đồng nội tệ và lạm tế, tránh tình trạng quá liều sẽ làm gia tăng phát. Chính phủ có thể tăng dự trữ ngoại hối nhanh chóng tình trạng lạm phát. bằng cách thúc đẩy hoạt động xuất khẩu, hoặc Ba là, đảm bảo tốc độ tăng trưởng kinh tế hạn chế bớt tình trạng nhập khẩu những hàng hợp lý. Về lý thuyết cần có sự đánh đổi giữa hóa xa xỉ và xử lý nghiêm những trường hợp tăng trưởng và lạm phát, nhưng đối với Việt vi phạm các quy định về giao dịch ngoại tệ đã Nam thì mục tiêu tăng trưởng kinh tế nên đặt ban hành. ở vị trí ưu tiên. Do đó, chúng ta cần phải chấp Năm là, tăng cường chủ động đối phó với nhận một mức lạm phát hợp lý, có thể kiểm sự biến động của giá dầu thế giới thông qua soát để phục vụ cho tăng trưởng. Nói cách việc quản lý và sử dụng hiệu quả quỹ bình ổn khác Việt Nam nên xác định một ngưỡng lạm giá xăng dầu. Mặt khác, Chính phủ cũng nên phát phù hợp, hoặc lạm phát mục tiêu để làm linh hoạt trong vấn đề điều chỉnh mức thuế cơ sở lập kế hoạch tăng trưởng kinh tế bền suất thuế nhập khẩu xăng dầu và đề ra những vững và ổn định. chế tài thật nghiêm khắc đối với những hành Bốn là, kiểm soát và thực thi cơ chế tỷ giá vi đầu cơ giá xăng dầu. Những điều này cũng phù hợp. Trong đó duy trì và áp dụng tốt cơ góp phần kiểm soát được giá xăng dầu, từ đó chế tỷ giá thả nổi có quản lý, đồng thời xây kiểm soát lạm phát Tài liệu tham khảo Kim, B. J. (2001). Determinants of Inflation in Poland: A Structural Cointegration Approach. BOFIT Discussion Paper (16). Kwon, G. (2006). Public Debt, Money supply, and Inflation: A Cross-Country Study and Its Application to Jamaica. IMF Working Paper (WP/06/121). Lê Quốc Hưng (2011). Lạm phát Việt Nam, Nguyên nhân căn bản và những giải pháp kiềm chế trong thời gian tới. Lê Việt Hùng và Wade D. Pfau (2008). VAR Analysis the Moneytary transmission Machenism in Vietnam. Ngân hàng Nhà nước. Leheyda, N. (2005). Determinants of Inflation in Ukraine: A Cointegration Approach. Mankiw, N. G. (2003). Macroeconomics. Worth Publishers. Nguyễn Minh Hải (2014). Mô hình chuỗi thời gian phi tuyến trong phân tích và dự báo các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô ở Việt Nam, Luận án Tiến sĩ, Đại học Kinh tế Quốc dân. Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010). Các nhân tố Vĩ mô quyết định lạm phát Việt nam giai đoạn 2000-2010: Các bằng chứng và thảo luận. Trung tâm nghiên cứu kinh tế và chính sách VEPR. Phạm Thế Anh (2009). Xác định các nhân tố tác động đến lạm phát tại Việt Nam. Tạp chí Kinh tế Phát Triển. Phạm Thị Thu Trang (2009). Các yếu tố tác động tới lạm phát tại Việt Nam - Phân tích chuỗi thời gian phi tuyến. Salam, M. (2006). Forecasting Inflation of Developing countries: The case of Pakistan. Eurojounals 3/2006. Trương Quang Hùng và Nguyễn Hoài Bảo (2004). Nhìn lại lý thuyết truyền thống về lạm phát và phân tích trường hợp Việt Nam. Đại học Kinh tế TP.HCM. Vương Thị Thảo Bình (2009). Tiếp cận phân tích động thái giá cả - Lạm phát tại Việt nam trong thời kỳ đổi mới bằng một số mô hình toán kinh tế. Luận án Tiến sĩ. Đại học Kinh Tế Quốc Dân.