Kiểm định sự phù hợp của mô hình

Sau khi ước lượng mô hình đã xét, nhóm tác giả tiến hành xem xét tính phù hợp của mô hình trên bằng cách kiểm định tính ổn định của mô hình, sau đó xem xét phần dư có phải là nhiễu trắng hay không. Nếu phần dư là nhiễu trắng thì mô hình là phù hợp và ngược lại. Nhiễu trắng là một chuỗi dừng và có hệ số tự tương quan giữa . Như vậy chúng ta sẽ kiểm tra tính dừng của phần dư và hệ số tự tương quan chuỗi giữa các phần dư để đưa ra kết luận.

Nhóm tác giả kiểm định tính ổn định của mô hình theo phương pháp kiểm định nghịch đảo của đơn vị gốc đa thức đặc trưng AR. Mô hình là ổn định nếu tất cả các đơn vị gốc của đa thức đặc trưng AR đều nằm bên trong vòng tròn đơn vị. Kết quả thu được như sau:

Hình 3.1 cho thấy không có điểm nào nằm ngoài vòng tròn đơn vị. Điều này hàm ý mô hình ước lượng đã đáp ứng được các điều kiện về tính ổn định nên kết quả thu được từ hàm phản ứng đẩy và phân rã phương sai thực hiện theo mô hình sẽ có ý nghĩa nghiên cứu.

Trước hết chúng ta sử dụng kiểm định ADF Fisher để kiểm định tính dừng của phần dư, kiểm định PP Fisher cũng được sử dụng để tăng thêm tính chính xác. Kết quả chi tiết trình bày ở bảng sau:

Quan sát bảng trên, có thể nhận thấy các thống kê đều có , như vậy cả hai kiểm định đều ra kết luận phần dư của mô hình có tính dừng. Do vậy nhóm tác giả bác bỏ giả thiết Ho cho rằng phần dư không có tính dừng.

Sau đây nhóm tác giả tiến hành kiểm định tương quan chuỗi giữa các phần dư, nếu các phần dư có tương quan chuỗi với nhau thì mô hình không phù hợp và ngược lại. Việc kiểm định với độ trễ tối đa là 5 với phương pháp Lagrange, phương pháp Portmanteau cũng được nhóm tác giả sử dụng để tăng thêm tính chính xác.

Có thể nhận thấy giá trị P value của cả hai kiểm định tại 5 độ trễ đều lớn hơn 0,05. Do vậy nhóm tác giả thừa nhận giả thiết Ho cho rằng không có tương quan chuỗi giữa các phần dư.

Tóm lại, qua những kiểm định đã trình bày ở trên, có thể kết luận rằng phần dư của mô hình là nhiễu trắng, mô hình trên là phù hợp.

2.3.6. Phản ứng của giá cả nội địa trước cú sốc về tỷ giá

Vì mục tiêu quan trọng nhất trong đề tài này là xác định hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá vào mức giá nội địa nên trong phần này nhóm tác giả sử dụng hàm phản ứng (Impulse response function) nhằm tìm hiểu mối liên hệ giữa tỷ giá, giá nhập khẩu và giá nội địa. Các hàm phản ứng này được chuẩn hóa để xác định phản ứng một biến nào đó để phản ứng với cú sốc của một biến khác với sự gia tăng tăng 1%.

Chúng ta sẽ xem xét phản ứng của giá cả nội địa (CPI) trước cú sốc về tỷ giá hối đoái, ngoài ra phản ứng của tỷ giá với cú sốc từ chính nó cũng được xem xét.

Hình 2.8. Phản ứng của CPI trước cú sốc 1 lần độ lệch chuẩn

của tỷ giá hối đoái



Chú thích: Đường nét đứt biểu thị độ tin cậy bằng hai lần độ lệch chuẩn.

Nguồn: phần mềm Eviews 6

Hình 3.1 biểu thị phản ứng của CPI khi có một cú sốc về tỷ giá. Hình trên cho thấy trong giai đoạn này lạm phát luôn phản ứng dương với sự phá giá đồng nội tệ. Kết quả này khá giống với kết quả của Ito và Sato (2007) khi nghiên cứu về Indonesia giai đoạn 1998-2006 và Malaysia giai đoạn 1997-2006. Kết quả này cũng cho thấy khi có cú sốc gia tăng 1% của tỷ giá thì CPI ở thời kỳ đầu tiên không thay đổi, sau đó thì CPI phản ứng dương qua các thời kỳ, phản ứng đạt cực đại vào tháng thứ 2 sau khi phá giá. Sau đó ảnh hưởng của cú sốc phá giá ở thời kỳ đầu giảm mạnh ở tháng thứ 3 sau đó tắt dần và triệt tiêu gần như hoàn toàn sau 12 tháng.

Điều này là dễ lý giải bởi sau cú sốc về tỷ giá thì nhu cầu nhập khẩu sẽ giảm đi tương đối do giá tính bằng đồng nội tệ tăng lên, điều này làm giảm giá trị và lượng hàng nhập khẩu, nói cách khách điều này làm giảm nhu cầu USD cho việc nhập khẩu. Chính điều này làm giảm áp lực lên tỷ giá và lạm phát. Kết quả cuối cùng của việc phá giá đó sẽ là việc gia tăng CPI ban đầu nhưng sẽ có giảm tác động vào những thời kỳ sau do ngoại tệ thu được khi xuất khẩu tăng lên và nhập khẩu giảm đi tương đối, điều này dẫn đến cán cân thương mại nhanh chóng được lập lại và tỷ giá sẽ được điều chỉnh lại theo xu hướng giảm dần. Chúng ta có thể quan sát rõ điều này khi xem xét ảnh hưởng của tỷ giá với cú sốc từ chính nó.

Hình 2.9. Phản ứng của tỷ giá trước cú sốc 1 lần độ lệch chuẩn từ chính nó



Chú thích: Đường nét đứt biểu thị độ tin cậy bằng hai lần độ lệch chuẩn.

Nguồn: phần mềm Eviews 6

Như chúng ta có thể nhận thấy sau cú sốc tỷ giá tại thời điểm t = 0 thì tỷ giá nhanh chóng phản ứng ngược chiều sau 2 tháng, có thể lý giải đó là khi cán cân thương mại đã được cải thiện nên áp lực tỷ giá không còn và tỷ giá sẽ điều chỉnh giảm, sau đó cú sốc này triệt tiêu sau 10 tháng.

Để xác định cụ thể hệ số truyền dẫn tác động của tỷ giá đến mức giá tính bằng nội tệ, nhóm tác giả chuẩn hóa các cú sốc về tỷ giá là 1%. Cú sốc bằng một lần độ lệch chuẩn của D(LNEER) được xác định chính là độ lệch chuẩn của D(LNEER), tức là bằng 0,021402. Cú sốc tại thời điểm t = 0 đó dẫn đến sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái tại thời điểm i. Do vậy để xác định ảnh hưởng lũy kế của cú sốc 1% tỷ giá tại thời điểm t = 0, phản ứng lũy kế của D(LNEER) được tính bằng công thức sau: .

Leigh và Rosi (2002) đã đo lường hệ số truyền dẫn theo công thức:

Trong đó: là sự thay đổi lũy kế của một biến nào đó trong thời kỳ t để phản ứng với cú sốc tỷ giá ban đầu, là sự thay đổi lũy kế của tỷ giá với cú sốc từ chính nó.

Bảng trên cho thấy, sau cú sốc phá giá, ERPT trung bình trong 6 tháng kể từ thời điểm đó là 0,0931, điều này có nghĩa là 9,31% của sự thay đổi 1% tỷ giá đã được truyền dẫn vào mức giá tiêu dùng. Một năm kể từ khi phá giá, mức ERPT trung bình là 0,11837.

Để so sánh mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát ở Việt Nam và các nước trong khu vực, nhóm tác giả dựa vào kết quả nghiên cứu của Ito và Sato (2007) khi nghiên cứu về ERPT ở các nước châu Á thời hậu khủng hoảng, kết quả được trình bày trong bảng dưới:

Bảng 2.11.So sánh ERPT của Việt Nam với các nước trong khu vực

Như vậy, nhìn chung ERPT ở Việt Nam ở mức trung bình so với các quốc gia cùng khu vực.

Với mức ERPT trung bình sau 1 năm phá giá là 0,11837; kết quả này thấp hơn một chút so với nghiên cứu trước đó của Võ Văn Minh (2009), cũng với bộ số liệu theo tháng, khi tính ra ERPT trung bình sau 1 năm là 0,13. Trong khi đó, các nghiên cứu với bộ số liệu theo quý của Nguyễn Phi Lân (2012), Bạch Thị Phương Thảo và cộng sự (2012) thì đưa kết quả ERPT cao hơn. Nguyễn Phi Lân tính ra ERPT vào khoảng 0,538; trong khi Bạch Thị Phương Thảo tính ra ERPT trung bình sau 1 năm vào khoảng 0,344.

Như vậy, mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả nội địa ở Việt Nam là không lớn, điều này có thể giải thích bởi các lý do sau:

Thứ nhất, Mann (1986) cho rằng sự truyền dẫn sẽ yếu hơn ở những nước mà tỷ giá hối đoái và tổng cầu biến động nhiều.Trong khi đó, Việt Nam là một quốc gia có mức độ biến động tỷ giá và tổng cầu khá lớn với hệ số biến thiên vào khoảng 20% và 44,4% (phụ lục 8), do vậy nếu giả thuyết của Mann là đúng, mức độ truyền dẫn tỷ giá đến giá cả nội địa không quá cao là một kết quả hợp lý.

Thứ hai, Taylor (2000) giả thuyết rằng sự sụt giảm của tình trạng đô-la hóa nền kinh tế sẽ kéo theo sự giảm thiểu về mức tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái. Theo tiêu chí đánh giá của IMF, một nước có tỷ lệ giữa tiền gửi ngoại tệ/M2 lớn hơn 30% là nước có mức độ đô la hóa cao. Trong khi đó, theo thống kê của Hiệp Hội Ngân hàng Việt Nam, tình trạng đô la hóa ở nước ta trong thời gian từ 2000-2012 chỉ ở mức trung bình dưới 20%. Do vậy điều này làm giảm tác động của tỷ giá hối đoái, và góp phần làm giảm mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái.

Thứ ba, nhiều doanh nghiêp để đề phòng rủi ro tỷ giá đã thực hiện nhiều cách để giảm thiểu tác động khi tỷ giá theo chiều hướng bất lợi như mua bán song hành ngoại tệ, lưu trữ ngoại tệ trước, mua bán hợp đồng phái sinh… tức là trong ngắn hạn có thể không bị tác động nhiều, trong trung và dài hạn nhờ có sự phòng bị nên giảm thiểu được rủi ro. Vì vậy mà mức độ truyền dẫn đến các chỉ số giá sẽ ở mức thấp mặc dù tỷ giá có tăng.

2.3.8. Ảnh hưởng của các nhân tố vĩ mô khác tới lạm phát

2.3.8.1. Ảnh hưởng của cú sốc về cung tiền

Từ hàm phản ứng, chúng ta có thể xem xét phản ứng của mức giá nội địa trước cú sốc từ cung tiền như sau.

Quan sát hình trên, rõ ràng một mức độ gia tăng cung tiền trong nền kinh tế sẽ dẫn đến áp lực lạm phát. Cú sốc về sự gia tăng cung tiền này tác động mạnh mẽ nhất đến mức giá cả nội địa tại tháng thứ 2 và sau đó ảnh hưởng của cú sốc giảm dần và tắt sau 13 tháng. Trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam đang trải qua thời kỳ lạm phát cao, kết quả này hàm ý NHNN cần cố gắng thi hành chính sách tiền tệ thắt chặt để ngăn chặn sự mất giá tiền tệ nhiều hơn nữa.

Nhóm tác giả tiến hành kiểm định mối quan hệ tương quan giữa M2 và CPI trong giai đoạn 2001-2012, có thể thấy cung tiền và chỉ số giá tiêu dùng có mối quan hệ tương quan dương rất cao (0,99), nói cách khác sự biến động M2 có mối quan hệ chặt chẽ với CPI trong giai đoạn này.

2.3.8.2. Ảnh hưởng của cú sốc giá dầu

Hình 2.11. Phản ứng của CPI trước cú sốc một lần

độ lệch chuẩn của giá dầu



Chú thích: Đường nét đứt biểu thị độ tin cậy bằng hai lần độ lệch chuẩn.

Nguồn: phần mềm Eviews 6

Ngoài chính sách tiền tệ thì giá dầu nhập khẩu cũng là một yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến giá dầu trong nước.

Đồ thị trên hàm ý một cú sốc về giá dầu sẽ có tác động dương lên chỉ số giá tiêu dùng, cú sốc này đạt cực đại sau 2 tháng và tắt dần sau một năm. Điều này hàm ý để duy trì ổn định kinh tế vĩ mô, chính phủ cần có những biện pháp ổn định giá xăng dầu, tránh gây tác động xấu đến mức giá cả nội địa, nhất là trong bối cảnh Việt Nam là một quốc gia nhập khẩu dầu.

2.3.8.3. Ảnh hưởng của cú sốc tổng cầu

Hình 2.12. Phản ứng của CPI trước cú sốc một lần

độ lệch chuẩn tổng cầu



Chú thích: Đường nét đứt biểu thị độ tin cậy bằng hai lần độ lệch chuẩn.

Nguồn: phần mềm Eviews 6

Kết quả trên cho thấy với một sự phát triển quá nóng của nền kinh tế, nói cách khác khi sản lượng thực tế của một nền kinh tế ngày càng gia tăng so với mức sản lượng tiềm năng thì sẽ dẫn đến áp lực lạm phát. Kết quả này phù hợp với quan điểm của các nhà kinh tế học trường phái cổ điển và trường phái Keynes. Với cú sốc về sự gia tăng của tổng cầu này, áp lực lạm phát đạt cực đại vào tháng thứ hai, sau đó suy yếu và triệt tiêu sau 13 tháng.

Với kiểm định nhân quả Granger nhóm tác giả đã trình bày phía trên, trong đó chỉ rằng mức chênh lệch sản lượng có mối quan hệ nhân quả với lạm phát, cùng với kết quả tính toán từ hàm phản ứng ở trên, điều này ngược với kết quả bài nghiên cứu của Võ Văn Minh (2009) khi cho rằng sự thay đổi trong Output Gap không ảnh hưởng tới lạm phát. Sự khác biệt này có thể đến do sự khác biệt về giai đoạn nghiên cứu cùng cách sắp xếp thứ tự các biến trong phân rã Cholesky.

Tại Việt Nam, trong một nghiên cứu gần đây nhất của Lê Quốc Hưng (2012) ⁴⁶ về lạm phát có nghiên cứu về nguyên nhân gây ra lạm phát, có cho kết quả là việc gia tăng tổng cầu trong 12 tháng, 1 năm sẽ tác động làm chỉ số CPI tăng mạnh, kéo theo lạm phát, đặc biệt là trong khoảng thời gian 3 tháng đầu năm, sau đó tốc độ tăng CPI có xu hướng giảm nhẹ trong khoảng thời gian từ 2 -3 tháng sau, kết quả này khá tương đồng với ảnh hưởng của cú sốc tổng cầu mà nhóm tác giả đã phân tích ở trên.