Tiểu luận Phân tích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả

ản ánh sự biến đổi trong cơ cấu hàng hoá tiêu dùng cũng như sự thay đổi trong phân bố chi tiêu của người tiêu dùng cho những hàng hoá khác nhau theo thời gian. CPI cũng chịu ảnh hưởng của yếu tố thời vụ, chẳng hạn: giá gạo thường tăng vào tết âm lịch hay vào thời kỳ giáp hạt; giá hoa quả thường cao ở thời điểm thu hoạch đầu vụ hoặc cuối vụ... Các yếu tố mang tính thời vụ trên thường làm CPI gia tăng. (Ngoài ra, CPI còn chịu những tác động của yếu tố bất thường của thời tiết như hạn hán, lũ lụt, mưa nắng; những hàng hoá nhạy cảm, dễ biến động giá như hàng tiêu dùng tươi sống, nhiên liệu....Chẳng hạn: gần đến Tết năm nay, tiết trời nắng ấm người tiêu dùng có xu hướng dùng bia nhiều hơn làm giá bia nhích lên; tắc nghẽn giao thông ở quốc lộ 1 làm giá hoa quả ở các vùng Nam bộ bán tại các tỉnh miền Bắc tăng lên. Những yếu tố bất thường đó làm mất cân đối cung- cầu nhất thời hay những sốc tạm thời về phía cung). Chỉ số GDP lạm phát là chỉ số có mức độ bao phủ rộng nhất. Chỉ số này được hiểu là tỷ số giữa chỉ số GDP tính theo giá hiện hành so với chỉ số GDP tính theo giá so sánh. Nó bao gồm tất cả các hàng hoá và dịch vụ được sản xuất trong nền kinh tế và trọng số được điều chỉnh tuỳ thuộc vào mức độ đóng góp tương ứng của các loại hàng hoá và dịch vụ vào giá trị gia tăng. Nhưng chỉ số này không phản ánh trực tiếp sự biến động của giá hàng nhập khẩu cũng như biến động của tỷ giá hối đoái. Bởi lẽ chỉ số này không phản ánh được sự thay đổi của chất lượng hàng hoá khi tính toán tỷ lệ lạm phát và nó cũng không phản ánh được sự biến động của giá cả trong từng tháng. Về mặt khái niệm đây chỉ là chỉ số đại diện tốt hơn cho việc tính toán tỷ lệ lạm phát trong nền kinh tế. Ngoài ra còn có một chỉ số giá mà không bị tác động bởi những cú sốc tạm thời và được dùng làm cơ sở cho hoạch định và đánh giá hoạt động của chính sách tiền tệ. Đó là chỉ số lạm phát cơ bản. Tuy nhiên với Việt Nam, trong những năm qua đã sử dụng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) để xác định lạm phát và sử dụng nó cho mục đích điều hành chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung Ương cũng như của Chính phủ. Bởi vậy trong phần nghiên cứu này chúng ta lựa chọn chỉ số giá tiêu dùng CPI là đại diện cho mức gia cả trong các mô hình xem xét. Vấn đề thứ hai là sự lựa chọn số liệu tiền cung ứng để đại diện cho lượng tiền tệ trong mô hình: Khối lượng tiền cung ứng hẹp M1, rộng M2. Trong phần nghiên cứu mối quan hệ giữa tiền tệ và thu nhập cho thấy, giữa M1 và thu nhập có quan hệ mạnh hơn mối quan hệ M2 và thu nhập, nên chủ yếu chúng ta sẽ xét mối quan hệ giữa m1và giá cả. Do đó chúng ta sử dụng bộ phận M1 là đại diện cho tiền tệ trong các phương trình hồi quy được xét. Tuy nhiên chúng ta vẫn lần lượt xem xét tác động của từng bộ phận đến giá cả trong ngắn hạn và dài hạn. 2. Số liệu cho hồi quy Các số liệu phản ánh diễn biến của M1, M2, GDP, chỉ số CPI được lấy theo quý, là số liệu báo cáo ở ngày cuối cùng của mỗi quý trong giai đoạn từ quý I năm 1997 đến quý II năm 2004 với năm cơ sở là năm 1995. Như phần trên đã trình bày, sở dĩ khảo sát của chúng ta được thực hiện trong giai đoạn này vì đây là giai đoạn các biến số kinh tế mang tính chất thị trường cao hơn giai đoạn trước. Các số liệu này được tập hợp từ các nguồn thông tin công khai từ: Báo cáo thường niên của Ngân hàng Nhà nước Việt nam Báo cáo của IMF Niên giám của Tổng cục Thống kê 3. Phương trình ước lượng Chúng ta trở lại phương trình định lượng của Irving Fisher: MV = PQ. P=MV/Q. Nếu giả định rằng vận tốc lưu thông tiền tệ V và thu nhập thực là ổn định, khi đó mức giá P sẽ trở thành một hàm của lượng tiền cung ứng M. Nói cách khác nếu cho một trạng thái của vận tốc lưu thông tiền tệ, mức giá cả được xác định bởi lượng cung tiền danh nghĩa cho một đơn vị của thu nhập. Từ tính ổn định trong tỷ lệ thay thế cận biên tiền thực và hàng hoá kéo theo mối liên kết cổ điển giữa những sự thay đổi trong mức giá và sự thay đổi trong lượng cung tiền đối với một đơn vị sản phẩm, điều đó có nghĩa là xã hội mong muốn nắm giữ một phần thu nhập thực dưới dạng tiền mặt. Lý thuyết định lượng cũng có thể được đưa ra dưới dạng các số gia tăng trưởng là: GLNM + GLNV =GLNP + GLNQ Thực hiện dưới dạng hàm số chúng ta có thể viết lại đẳng thức như sau: GLNP = f(GLNM) + g(GLNV, GLNQ) + U Trong đó U là sai số ngẫu nhiên. Nếu chúng ta giả định rằng hàm g(GLNV, GLNQ) có thể xấp xỉ bởi một hệ số không đổi a0 thì hàm số có dạng: GLNP = f(GLNM) + a0 Dưới dạng mô hình hồi quy sẽ là: GLNPt = a0 +a1GLNMt + U (1) Dạng (1) được đưa ra thực chất là một mô hình dạng gần rút gọn (quasi- reduced form). Trong đó chúng ta đã giả định rằng sự thực mối quan hệ giữa vận tốc lưu thông tiền tệ và sản phẩm đầu ra là ổn định hơn mối quan hệ giữa những thay đổi trong tiền tệ với những thay đổi trong mức giá. Khi đó số hạng a0 cần phải nhỏ. Vì a0 đại diện cho sự ảnh hưởng của thu nhập thực và tốc độ lưu thông: a0<0 nếu ảnh hưởng của sự tăng trưởng thu nhập thực mạnh hơn sự tăng trưởng của tốc độ lưu thông. Các giả thuyết của lý thuyết định lượng chặt đã chỉ ra rằng trong dài hạn thì a0 = 0, a11. Nếu a0 >0 hoặc <0 thì điều này chỉ ra rằng những sự thay đổi trong giá có thể tìm thấy trong việc tính toán sự thay đổi trong thu nhập thực và tốc độ lưu thông tiền tệ . 4. Phân tích trong ngắn hạn Ước lượng (1) với sự việc thay thế lần lượt các biến giải thích trong mô hình cho chúng ta mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp với tỷ lệ tăng trưởng của của chỉ số giá cả là lớn hơn so với mối quan hệ giữa các chỉ số khác. Kết quả hồi quy từ Eviews: (Bảng 18) Bảng 1 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả) Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:28 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM1 -0.0783951 -2.0707650 -1.5707358 0.01338 C 0.0098023 3.2651082 1.2654598 0.00608 R-squared 0.136915 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.025260 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008159 Akaike info criterion -6.717026 Sum squared resid 0.001931 Schwarz criterion -6.624510 Log likelihood 106.1139 F-statistic 4.27088 Durbin-Watson stat 1.518768 Prob(F-statistic) 0.01338 Từ bảng ta thấy hệ số chặn và hệ số của cung tiền hẹp có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Tuy nhiên sự thay đổi của chỉ số tiêu dùng chỉ có 13.7% là do cung tiền hẹp gây ra. Bảng 2 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng với tỷ lệ tăng trưởng của của chỉ số giá cả) Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:29 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM2 -0.079568 1.2829137 1.7335556 0.85061 C 0.011323 2.4366641 1.4895465 0.01677 R-squared 0.058152 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.033291 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008191 Akaike info criterion -6.709223 Sum squared resid 0.001946 Schwarz criterion -6.616708 Log likelihood 105.9930 F-statistic 1.652345 Durbin-Watson stat 1.497775 Prob(F-statistic) 0.856138 Từ bảng thấy rằng hệ số chặn có ý nghĩa ở mức 5%, tuy nhiên hệ số của cung tiền mở rộng lại không có ý nhĩa thống kê. Đồng nghĩa với việc trong ngắn hạn cung tiền mở rộng không ảnh hưởng tới sự gia tăng chỉ số giá tiêu dùng. Bảng 3 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả) Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:30 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM1 -0.058126 1.638850 1.55456 0.0807 GLNQ -0.021861 -1.902569 -1.279779 0.0639 C 0.009523 2.499813 1.646846 0.0186 R-squared 0.234646 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.010736 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008101 Akaike info criterion -6.701868 Sum squared resid 0.001838 Schwarz criterion -6.563095 Log likelihood 106.8790 F-statistic 3.980675 Durbin-Watson stat 1.468787 Prob(F-statistic) 0.042023 Bảng kết quả cho thấy tất cả các hệ số trong phương trình hồi quy đều có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. R=23.46% rất nhỏ, thể hiện 23.46% sự thay đổi của giá cả là do thu nhập thực và cung tiền hẹp gây ra. Bảng 4 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả) Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/26/07 Time: 09:31 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNQ -0.024391 2.144888 1.34876 0.0419 GLNM2 -0.064970 -1.185665 -1.99773 0.3940 C 0.011484 2.508726 1.37867 0.0465 R-squared 0.195828 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.022335 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008147 Akaike info criterion -6.690457 Sum squared resid 0.001859 Schwarz criterion -6.551684 Log likelihood 106.7021 F-statistic 3.152296 Durbin-Watson stat 1.262327 Prob(F-statistic) 0.051857 Hệ số của cung tiền mở rộng không có ý nghĩa thống kê, mặc dù đã đưa thêm biến thu nhập thực vào mô hình hồi quy. Điều này khẳng định thêm rằng cung tiền mở rộng không ảnh hưởng tới giá cả. Bảng 5 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp với tỷ lệ tăng trưởng của GDP điều chỉnh ) Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:31 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM1 -0.038357 -0.209648 -2.234848 0.8354 C 0.016183 1.130515 4.134515 8.0634 R-squared 0.001513 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared -0.032917 S.D. dependent var 0.001219 S.E. of regression 0.001239 Akaike info criterion -10.48719 Sum squared resid 4.45E-05 Schwarz criterion -10.39467 Log likelihood 164.5514 F-statistic 0.043952 Durbin-Watson stat 2.743924 Prob(F-statistic) 0.835408 Kết quả hồi quy cho thấy, các hệ số trong mô hình đều không có ý nghĩa thống kê dẫn đến cung tiền hẹp không ảnh hưởng tới GDP lạm phát. Bảng 6 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng với tỷ lệ tăng trưởng của GDP điều chỉnh ) Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:32 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM2 0.033574 0.125694 1.8727 0.1643 C 0.011816 0.572343 1.73787 0.1913 R-squared 0.005606 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared 0.033386 S.D. dependent var 0.001219 S.E. of regression 0.001198 Akaike info criterion -10.55353 Sum squared resid 4.16E-05 Schwarz criterion -10.46101 Log likelihood 165.5797 F-statistic 0.016165 Durbin-Watson stat 2.766558 Prob(F-statistic) 0.164275 Tương tự kết quả hồi quy bảng 6 ta thấy các hệ số của phương trình hồi quy đều không có ý nghĩa thống kê, cung tiền mở rộng không ảnh hưởng tới GDP lạm phát. Bảng 7 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh) Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:33 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNQ -0.441783 0.016303 1.61526 0.0422 GLNM1 0.060874 0.012798 2.424722 0.4027 C 0.014285 1.267179 2.267179 1.7517 R-squared 0.241361 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared -0.005684 S.D. dependent var 0.001219 S.E. of regression 0.001222 Akaike info criterion -10.48448 Sum squared resid 4.18E-05 Schwarz criterion -10.34571 Log likelihood 165.5094 F-statistic 4.145223 Durbin-Watson stat 2.73310 Prob(F-statistic) 0.012078 Kết quả hồi quy cho thấy chỉ có hệ số của thu nhập thực có ý nghĩa thống kê mức 5%. Tuy nhiên sự thay đổi của GDP lạm phát cũng chỉ do 24% là do thu nhập thực gây ra. Bảng 8 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh) Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:33 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM2 0.093785 0.446937 0.546946 0.0350 GLNQ -0.141280 -2.870995 -2.870475 0.8282 C 0.011385 0.597272 1.797252 1.1630 R-squared 0.243203 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared 0.000576 S.D. dependent var 0.001219 S.E. of regression 0.001218 Akaike info criterion -10.49072 Sum squared resid 4.16E-05 Schwarz criterion -10.35195 Log likelihood 165.6062 F-statistic 4.138635 Durbin-Watson stat 2.744018 Prob(F-statistic) 0.037758 Với mô hình bảng 7 ta thay cung tiền hẹp bằng cung tiền mở rộng cho kết quả là GDP lạm phát chỉ chụi ảnh hưởng của 24% của cung tiền mở rộng với mức ý nghĩa 5%. Mà không chịu ảnh hưởng của thu nhập thực. Từ các kết quả hồi quy trên, tóm tắt ta có bảng sau: Bảng A: Các kết quả hồi quy (1997:M3 - 2004:M2) Biến độc lập T Biến phụ thuộc Hệ số chặn R F D-W 1 0.0098 -0.0784 - - 0.1369 4.2708* 1.5187 Se (3.265)* (-2.071)* 2 0.0113 - -0.0795 - 0.0581 1.6523 1.4977 (2.4366)* 1.2829 3 0.0095 -0.0581 - -0.0218 0.2346 (3.9806)* 1.4687 (2.4998) (-.6388)** -(1.9025)** 4 0.0115 - -0.0649 -0.0244 0.1958 (3.152)** 1.2623 (2.5087) -1.1856 (2.1448)* 5 0.0162 -0.0383 - - 0.0015 0.0439 2.7439 1.1305 -0.2096 6 0.0125 - 0.0335 - 0.0056 0.0161 2.7665 0.5723 0.1184 7 0.0142 0.0608 - -0.4417 0.2413 (4.1452)* 2.8615 1.2672 0.4247 (2.7331)* 8 0.0113 - 0.9446 -0.1412 -0.2412 (4.1386)* 2.7440 0.5972 0.4469 (-2.8709)* Dấu (*) chỉ hệ số có ý nghĩa ở mức 5%, dấu (**) chỉ hệ số có ý nghĩa ở mức 10%. Hệ số của tăng trưởng cung tiền hẹp trong phương trình thứ nhất có giá trị âm nhưng rất nhỏ. Điều này chỉ ra rằng mức giá sx giảm 0,7% nếu mức cung tiền hẹp tăng 10%. Hệ số xác định bội của các phương trình thu được là quá nhỏ. Hệ số chặn thu được trong các phương trình đều dương, rất nhỏ nhưng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% cho thấy tốc độ lưu thông tiền tệ trong ngắn hạn có tác động đến mức tăng của giá cả. Từ phương trình thứ hai và thứ tư, hệ số của mức tăng trưởng của mức cung tiền mở rộng M2 đều âm, không có nghĩa thống kê và cũng không khác biệt nhiều so với giá trị 0. Điều này cho thấy rằng sự biến động của khối lượng tiền cung ứng mở rộng không ảnh hưởng tới sự biến động của giá cả. Khi thực hiện hồi quy mà trong đó biến giải thích lần lượt là M1 hoặc M2, biến giá cả, các hệ số của chúng đều âm, hoàn toàn khác xa về mặt lý thuyết mà như chúng ta mong đợi là giá trị này phải dương. Giá trị của hệ số xác định R2 trong các phương trình hồi quy còn quá nhỏ cho thấy các phương trình được chỉ định là chưa hợp lý, đòi hỏi ta cần điều chỉnh. Phương trình ước lượng tốt nhất thu được là: = 0.009523 - 0.058126* - 0.021861* + (2.4.1) Se (2.499813)* (1.638850)** (1.902569)** R=0.234646 F=(3.980675)* D-W=1.468787 Việc đưa thêm biến thu nhập thực vào trong phương trình đã cải thiện thêm hiệu quả giải thích của mô hình. Hệ số của thu nhập thực âm là phù hợp với lý thuyết và nó được chỉ định và có ý nghĩa với mức 10%. Tuy nhiên cũng với mức ý nghĩa này, hệ số của M1 nhận giá trị âm đã cho thấy nó chưa được phù hợp với lý thuyết. Dấu của hệ số chặn đều dương và khác 0 với mức ý nghĩa 5%. Điều này cho ta kết luận là của tốc độ lưu thông tiền tệ có tác động đến sự thay đổi của mức giá ở Việt Nam. Kết quả hồi trong đó biến GDP lạm phát như là một biến phụ thuộc là được cải thiện thêm (Phương trình 7,8 Bảng A). Khi đưa thêm biến thu nhập thực vào trong vế phải của mỗi phương trình, kết quả hồi quy cho thấy ảnh hưởng rõ ràng của biến này đối với sự biến động của giá cả. Hệ số của thu nhập thực là âm và có ý nghĩa thống kê mức 5%. Cho dù chưa có ý nghĩa thống kê, nhưng dấu của các hệ số của M1 và M2 đều dương là phù hợp với lý thuyết. Hệ số xác định bội đã tăng lên khi chúng ta đưa thêm biến mới vào chỉ ra rằng, ảnh hưởng tới sự biến động của giá không chỉ có do sự biến động của lượng tiền cung ứng và thu nhập thực, mà còn những nhân tố khác cần đưa thêm vào trong mô hình. Khi chỉ định mà mô hình trong đó tỷ lệ lạm phát như là hàm của sự thay đổi lượng tiền cung ứng cho mỗi đơn vị thu nhập cũng cho ta kết qua tương tự. Kết quả hồi quy mà trong đó M1 được đại diện cho tiền cung ứng thu được như sau. Kết quả từ Eviews: Bảng 9 Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:45 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLN_M1_Q_01 0.018022 2.226665 3.412803 0.1200 C 0.005101 1.475495 1.433678 0.0019 R-squared 0.236866 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared 0.003655 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008043 Akaike info criterion -6.745633 Sum squared resid 0.001876 Schwarz criterion -6.653118 Log likelihood 106.5573 F-statistic 2.71005 Durbin-Watson stat 1.152157 Prob(F-statistic) 0.010045 Phương trình: =0.005101+0.018022*+ (2.4.2) Se (2.226665)* (1.47495)*** R=0.236866 F=2.71005 D- W=1.152157 Hệ số góc của phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê với 5%, hệ số của Ln(M1/Q) có ý nghĩa thống kê ở mức 15%. 23% sự thay đổi của lạm phát là do tiền cung ứng cho một đơn vị thu nhập gây ra. Bảng 10 Dependent Variable: GLNGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 11:00 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLN_M1_Q_01 0.141482 0.960525 0.916879 0.0366 C 0.013815 2.850117 32.35572 2.6101 R-squared 0.231777 Mean dependent var 0.003844 Adjusted R-squared -0.005339 S.D. dependent var 0.000633 S.E. of regression 0.000635 Akaike info criterion -11.82459 Sum squared resid 1.17E-05 Schwarz criterion -11.73207 Log likelihood 185.2811 F-statistic 8.110666 Durbin-Watson stat 2.74471 Prob(F-statistic) 0.046768 Phương trình: =0.013815+0.141482*+ (2.4.3) Se 0.960525 (2.850117)* R=0.231777 F=(8.110666)* D-W=2.74471 Hệ số của lượng tiền cung ứng cho mỗi đơn vị thu nhập thực trong cả hai phương trình đều dương và có ý nghĩa ở mức 15% và 5%. Ước lượng cho P phụ thuộc vào tỷ lệ giữa M2 và thu nhập: (2.08)* (1.9)* R=0.115 F=(3.25)* D-W=1.14 (2.92)* R =0.24 F=(8.54)* D-W=2.75 Hơn nữa các kết quả thu được khi thực hiện hồi quy mà trong đó đại diện cho cung tiền là lượng tiền cung ứng M2 cũng được xem xét và cho các kết quả như phần trên đã cho thấy rằng ảnh hưởng của cung tiền tới thu nhập lạm phát là lớn hơn mức tác động đến giá cả. Các suy luận được đưa ra ở trên chỉ ra rằng tác động của tiền hẹp cung ứng tới sự thay đổi của giá cả là lớn hơn tác động của khối lượng tiền mở rộng. Tuy vậy khi xem xét mối quan hệ của cả hai khối lượng tiền này đến sự thay đổi của lạm phát và GDP lạm phát thì thấy rằng ảnh hưởng của chúng đến GDP lạm phát là lớn hơn rất nhiều. Việc đưa biến thêm thu nhập thực vào trong mô hình đều làm tăng thêm giá trị của hệ số xác định R2 khẳng định ảnh hưởng của nó trong sự biến động của giá cả. Với giá trị của hệ số xác định bội R2 các phương trình hồi quy còn là thấp, còn nhiều khuyết tật chưa khắc phục được cho thấy rằng trong ngắn hạn, ảnh hưởng của khối lượng tiền cung ứng chưa có những tác động lớn đến sự biến động của giá cả vì chúng ta biết rằng khối lượng tiền cung ứng ra trong thời kỳ vừa qua của Việt nam là được kiểm soát, cho nên với giả định V được xem là ít biến động, mức giá là hoàn toàn có thể kiểm soát được. Vì vậy từ các kết luận nhận được, chúng ta có thể cho rằng trong phân tích ngắn hạn, tác động của mức cung tiền tới sự gia tăng của giá cả là không lớn. Điều này là phù hợp với những kết quả về mặt định tính mà tác giả Trương Quang Hùng và Vũ Hoài Bão đã đưa ra. 5. Phân tích trong dài hạn. Phân tích kết quả trên cho thấy rằng với số liệu chúng ta lấy theo quý, do đó tác động của tiền cung ứng tới sự thay đổi của giá cả trong ngắn hạn là không rõ ràng. Hơn nữa các hệ số của biến tiền cung ứng âm là chưa phù hợp với lý thuyết đã nêu. Do đó trong phần này chúng ta sẽ xem xét tác động của sự thay đổi giá cả trong dài hạn của Việt nam. Bởi lẽ trong thực tế, mối quan hệ giữa sự thay đổi trong lượng tiền và sự thay đổi trong mức giá có độ trễ thời gian. Theo đó, tác động của sự thay đổi trong lượng tiền sẽ chuyển toàn bộ vào sự gia tăng của mức giá tổng quát và các biến số sẽ trở về đúng với xu hướng của nó trong dài hạn và nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng độ trễ thời gian khoảng 12 tháng đến 14 tháng. Vì vậy ở phần này sẽ có hai cách tiếp cận để xem xét ảnh hưởng của cung tiền: phương pháp trung bình trượt và mô hình trễ có phân phối. Việc áp dụng phương pháp trung bình trượt nhằm loại bỏ yếu tố chu kỳ, mùa vụ cũng như những yêú tố bất thường khác trong biến cung tiền và giá cả để từ đó thiết lập mối quan hệ xác thực giữa chúng. Để phù hợp lý luận ở trên, chúng ta sử dụng trung bình trượt theo 5 quý, 7 quý và 9 quý cho sự tăng trưởng của cung tiền (mà đại diện là M1) và giá cả. (Trung bình trượt 2m+1 điểm trung tâm gản đơn, mỗi quan sát ta lấy trng bình số học giản đơn của chính quan sát này và m quan sát ở trước và sau quan sát này. Với Yt, t= 1,2,3…n là các qnan sát của chuỗi thời gian, Y*t trung bình trượt 2m+1 điểm trung tâm giản đơn. Y*t được xác định bằng công thức sau: chuỗi đã được làm trơn Y*t bị mất m thành phần đầu và m thành phần cuối). Sử dụng phương pháp hồi quy OLS cho các số liệu sau khi đã thực hiện quá trình trung bình trượt thu được kết quả từ Eviews: Bảng 11 (quan hệ trung bình trượt 5 quý của chỉ số giá cả và trung bình trượt 5 quý cung tiền hẹp): Dependent Variable: GLN_P5_01 Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 11:31 Sample(adjusted): 1997:3 2004:1 Included observations: 27 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM5_01 -0.166263 -5.699099 1.64955 0.0083 C 0.014208 7.851475 0.26914 0.0000 R-squared 0.587168 Mean dependent var 0.004064 Adjusted R-squared 0.217055 S.D. dependent var 0.004382 S.E. of regression 0.003877 Akaike info criterion -8.196291 Sum squared resid 0.000376 Schwarz criterion -8.100303 Log likelihood 112.6499 F-statistic 28.777967 Durbin-Watson stat 0.830028 Prob(F-statistic) 0.008332 Phương trình: (2.5.1) (7.851475)* (-5.699099)* F=32.33* D- W=0.83 n=25 Từ kết quả hồi quy cho thấy các hệ số trong mô hình có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Ở mô hình này sự thay đổi của giá cả 58.7% là do cung tiền hẹp gây ra. Bảng12 (quan hệ trung bình trượt 7 quý của chỉ số giá cả và trung bình trượt 5 quý cung tiền hẹp) Dependent Variable: GLN_P7_01 Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 11:40 Sample(adjusted): 1997:4 2003:3 Included observations: 24 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLN_M7_01 -0.164807 -5.364303 -1.550871 0.0392 C 0.014102 7.487307 0.14830 0.0009 R-squared 0.578481 Mean dependent var 0.003525 Adjusted R-squared 0.108731 S.D. dependent var 0.003692 S.E. of regression 0.003486 Akaike info criterion -8.400626 Sum squared resid 0.000267 Schwarz criterion -8.302455 Log likelihood 102.8075 F-statistic 3.805898 Durbin-Watson stat 1.245467 Prob(F-statistic) 0.039237 Phương trình: (2.5.2) (7.487307)* (-5.364303)* F=28.77* D- W=0.83 n=23 Tương tự kết quả hồi quy trung bình trượt 5 quý của các biến, với 7 quý hệ số các biến trong mô hình cũng có ý nghĩa thống kê mức 5%. Nhưng mức độ ảnh hưởng tới biến phụ thuộc lại thấp hơn 57.8%. Bảng 13 (quan hệ trung bình trượt 9 quý của chỉ số giá cả và trung bình trượt 9 quý cung tiền hệ) Dependent Variable: GLN_P9_01 Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 11:53 Sample(adjusted): 1998:1 2003:2 Included observations: 22 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLN_M9_01 -0.185622 -6.184597 -1.178646 0.0423 C 0.014937 8.144544 1.783878 0.0115 R-squared 0.668489 Mean dependent var 0.003079 Adjusted R-squared 0.018196 S.D. dependent var 0.002820 S.E. of regression 0.002794 Akaike info criterion -8.835966 Sum squared resid 0.000156 Schwarz criterion -8.736780 Log likelihood 99.19563 F-statistic 38.150594 Durbin-Watson stat 1.23891 Prob(F-statistic) 0.033723 Phương trình: (2.5.3) (8.144544)* ( -6.184597)* F=38.15* D- W=1.24 n=21 Trong đó, P5, P7, P9 ,M5, M7, M9 là các số liệu của CPI và M1 được tính theo trung bình trượt 5,7và 9 quý, phương trình ước lượng thu được có hệ số xác định bội cao nhất. Trong tất cả các phương trình đó, hệ số của cung tiền là có ý nghĩa với mức 5%. Tuy nhiên chúng ta vẫn nhận thấy rằng dấu của nó vẫn âm, khác xa mong đợi của chúng ta về mặt lý thuyết. Hệ số D-W đã chỉ ra rằng trong các phương trình thu được tồn tại hiện tượng tự tương quan dương. Điều này thường xảy ra đối với chuỗi sử dụng phương pháp trung bình trượt. Việc thêm biến thu nhập thực vào trong các phương trình trên cũng không cho ta kết quả tốt hơn. Ước lượng phương trình với độ trễ là 9 quý thu được: Bảng 14 (quan hệ trung bình trượt 9 quý của chỉ số giá cả, trung bình trượt 9 quý thu nhập thực tế và trung bình trượt 9 quý cung tiền hẹp) Dependent Variable: GLN_P9_01 Method: Least Squares Date: 04/24/04 Time: 12:03 Sample(adjusted): 1998:1 2003:2 Included observations: 22 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLN_M9_01 -0.185210 -5.947754 1.27877 0.0350 GLN_Q9_01 0.001969 0.086585 2.4677 0.1370 C 0.148439 7.457266 5.46744 0.0000 R-squared 0.667899 Mean dependent var 0.003079 Adjusted R-squared 0.489257 S.D. dependent var 0.002820 S.E. of regression 0.002015 Akaike info criterion -9.449876 Sum squared resid 7.72E-05 Schwarz criterion -9.301097 Log likelihood 106.9486 F-statistic 18.083014 Durbin-Watson stat 1.249787 Prob(F-statistic) 0.000653 (2.5.4) (7.457266)* (-5.947754)* 0.086585 F=18.08* D- W=1.24 n=21 Hệ số của cung tiền không khác so với các kết quả ở phần trên. Nó vẫn nhận giá trị âm với mức ý nghĩa 5%. Hệ số của thu nhập thực nhận giá trị dương (rất nhỏ) nhưng không có ý nghĩa. Thậm chí khi thực hiện hồi quy giá cả theo biến (biến lnM9 - lnQ9) kết quả thu được cũng coi như chưa thay đổi. Việc thực hiện hồi qui theo trung bình trượt đã không cho thấy rõ được tác động của cung tiền lên giá cả trong dài hạn. Hơn nữa kết quả còn cho thấy tác động ngược của cung tiền tới mức giá cả. Vì vậy chúng ta phải đi xem xét độ trễ của cung tiền sau một số thời kì nào đó. Do số liệu là theo quý, nên để xem xét trong dài hạn, chúng ta phải xét tác động ít nhất sau 1 năm. Khi đó việc thực hiện hồi quy các biến trễ trong mô hình ít nhất phải là 5 quý. Dạng tổng quát của mô hình trễ phân phối là: lnp = Trong đó bi là các trọng số hay là các hệ số của trễ phân phối, i là chỉ số chỉ độ trễ (i = 0,1,2,….,n). Thực hiện hồi qui thu được: (2.5.5) Se (2.68)* (-2.38)* (1.8)** (-1.79)** (-2.49)* (0.55) (-0.07) F=3.38* D- W=1.33 Với mức ý nghĩa 10%, hệ số của cung tiền ở độ trễ một chu kỳ là có dấu dương, còn ở giai đoạn hiện tại và sau hai hoặc ba chu kỳ hệ số của nó đều nhận dấu âm với mức ý nghĩa 5% và 10%. Kết quả chỉ ra trễ phân phối có tính giảm dần và có 3 điểm chuyển hướng. Sử dụng kỹ thuật trễ Almon với đa thức bậc bốn ta được kết quả sau: (2.5.6) Se (2.77)* (-2.53)* (1.88)** (-1.79)** Se (-1.62)** 0.197 -0.01 R=0.543 F=4.28* D-W=1.35 =0.022 Kết quả trên không khác xa so với kết quả hồi quy ở phần trên. Sau một và ba quý, hệ số của cung tiền dương và thoả mãn với mức ý nghĩa 10%. Hệ số chặn dương và có ý nghĩa 5% là phù hợp với lý thuyết. Tổng các hệ số cung tiền là dương, cho thấy nếu mức cung tiền tăng 10% thì giá cả sẽ tăng 0,22%. Hệ số xác định bội trong các trường hợp được xét không khác nhau nhiều và là cao đối với trường hợp hồi qui mô hình dạng sai phân. Tuy trong kết quả hệ số D – W tương đối thấp, nhưng sử dụng mô hình AR(1) chúng ta chấp nhận được. Ngoài ra khi sử dụng trong các phương trình hồi quy với đại diện của cung tiền là biến M2, chúng ta cũng không nhận được kết quả khả quan hơn. Những kết quả thu được trong cả hai trường hợp trong phân tích tác động ở dài hạn của cung tiền đến giá cả đã đưa chúng ta kết luận rằng đối với nền kinh tế Việt Nam trong giai đoạn từ 1997 trở lại đây, với việc áp dụng chính sách tiền tệ gián tiếp (đấu thầu tín phiếu Kho bạc năm 1995, tự do hoá lãi suất, đưa nghiệp vụ thị trường mở và hoạt động năm 2000, áp dụng lãi sất trần trong điêù kịên tự do hoá lãi suất cho vay và lãi suất tiền gửi), thực sự việc gia tăng cung tiền không tác động lớn đến sự gia tăng của giá cả. Trong khi tỷ lệ tăng trưởng tiền tệ bình quân hàng năm trong giai đoạn này là 31% thì tỷ lệ lạm phát là 3,7%. Các phương trình hồi quy cũng cho thấy cho dù thực hiện với độ trễ kéo dài nhưng chỉ có độ trễ của cung tiền tới quý ba là có ảnh hưởng tới giá cả, còn quá trình kéo dài tiếp theo hoặc không có ý nghĩa hoặc có ảnh hưởng âm. Điều đó cho thấy rằng với chính sách tiền tệ đang được thực thi, trong dài hạn là không ảnh hưởng tới sự gia tăng của giá cả và như vậy lạm phát của nền kinh tế không phải do sự gia tăng của tiền tệ, hoàn toàn phù hợp với những kết quả nghiên cứu đã được công bố. Hệ số chặn trong các kết quả là dương có mức ý nghĩa là 5% cùng với hệ số R2 biến động từ 0,54 đến 0,68 cho thấy rằng sự gia tăng của giá cả của nền kinh tế còn chịu tác động của những nhân tố khác mà chúng song hành tác động cùng với mức cung tiền. CHƯƠNG 2: MÔ HÌNH KINH TẾ MỞ CHO BIẾN ĐỘNG GIÁ CẢ Theo Khatiwada, mô hình lạm phát cho các nước đang phát triển xuất phát từ lý thuyết định lượng truyền thống thường bị phê phán vì sự thiếu khả năng phù hợp với những ảnh hưởng lạm phát từ thế giới bên ngoài của nó, vì sự coi nhẹ ảnh hưởng của cung tiền trong thu nhập thực thông qua những thay đổi của giá cả và vì giả định cơ bản là “trị trường tiền tệ luôn ở trạng thái cân bằng, điều đó chắc chắn không xảy ra trong một nền kinh tế đang phát triển, mà ở đó thị trường tài chính phát triển không tồn tại”. Điều này được quan sát thấy từ những nền kinh tế nhỏ và mở đã phải chịu đựng khi có sự xuất hiện lạm phát của thế giới . Đặc biệt với những nước có chế độ tỷ giá chuyển đổi cố địmh, lạm phát từ bên ngoài có thể có vai trò chính trong mức độ lạm phát tổng quát của nước đó. Cho dù ảnh hưởng ban đầu có thể chỉ trong các hàng hoá mậu dịch (cũng có thể trong các hàng hoá có khẳ năng bán buôn được), nó có thể chuyển ảnh hưởng tới các loại hàng hoá phi mậu dịch cũng như nó sẽ xuyên tới thị trường lao động hoặc các thị trường thay thế khác. Trường phái những nhà theo lý thuyết trọng tiền cũng nhận thấy rằng một nền kinh tế mở và nhỏ sẽ đặt tỷ lệ lạm phát của thế giới vào điểm thấp nhất trong phân tích dài hạn. Khi đó lạm phát trên thế giới ảnh hưởng tới nền kinh tế sẽ thông qua những kênh là: khả năng thanh khoản vượt trội do cán cân thanh toán thuận lợi, giá của các loại hàng hoá bán buôn và cầu ở bên ngoài. Từ khi có chính sách mở cửa, kinh tế đối ngoại Việt Nam ngày càng phát triển. Giá trị xuất khẩu tăng bình quân hàng năm trên 20,7%, còn giá trị nhập khẩu tăng bình quân hàng năm 20,6%. Đặc điểm quan trọng mà chúng ta phải xem xét riêng biệt đối với kinh tế Việt Nam trong phần đầu của giai đoạn nghiên cứu. Đó là sự phát triển của nghành công nghiệp mà mũi nhọn là sản xuất lương thực xuất khẩu. Từ chỗ là một nước thiếu ăn, Việt Nam dã trở thành nước thứ hai xuất khẩu gạo trên thế giới. Hơn nữa Việt Nam đã trở thành một trong những nước xuất khẩu dầu thô. Một đặc điểm khác cần chú ý đến là nguồn ngoại tệ, nhất là lượng đôla Mỹ (USD) chuyển vào nền kinh tế ngày càng nhiều. Đây là một nguồn lực phát triển rất quan trọng nếu thu hút được và đầu tư có hiệu quả, nhưng mặt khác cũng là gia tăng tình trạng đôla hoá nền kinh tế. Cho dù với một chính sách tỉ giá ”thả nổi có quản lý”, sự biến động của giá trị các đồng tiền mạnh trên thế giới có tác động đến sức mua của đồng tiền nội địa. Do đó, biến động của tỷ giá giữa VND với các đồng tiền khác, nhất là với đôla Mỹ cũng cần được xem xét trong mô hình của nước ta. Thực hiện hồi quy với các biến được đưa vào là chỉ số CPI, M1 và các nhân tố khác thu được: Se (0.004)* (0.014) 0.0613 0.1644 (3.1) Se (0.0359)* (0.0562)* R=0.7022 F=10.8515 D-W=1.9159 Từ kết quả hồi quy ta thấy hệ số chặn, hệ số của GAO và của GIATQ có ý nghĩa thống kê mức 5%. Khi hồi quy với biến đại diện tiền tệ là M2 sau khi đã khắc phục tự tương quan thu được: Se (0.0005)* (0.0085)* (0.02)* (0.058)* (3.2) (0.052)* (0.007)* R=0.09013 F=42.6 D-W=1.777 Trong mô hình hồi quy hầu hết hệ số đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, tuy nhiên mức độ ảnh hưởng tới giá cả chỉ ở mức quá nhỏ 9%. Trong các kết quả, toán tử G chỉ sai phân bậc nhất các nhân tố Biến X biểu diễn tỷ lệ chuyển đổi giũa Việt Nam với đồng đôla Mỹ Biến DAU biểu thị chỉ số giá dầu thô trên thị trường thế giới được quy định theo quý EPI là chỉ số giá xuất khẩu GE là mức chi tiêu của chính phủ GIATQ là chỉ số giá của Trung quốc, được lấy từ Chow, G Hai kết quả thu được cho thấy trong hoạt động kinh tế mở, lượng cung ứng các bộ phận của tiền tệ không có ảnh hưởng tới sự gia tăng của giá cả. ảnh hưởng của sự biến động tỷ giá đến CPI là không lớn và hệ số thu được không có ý nghĩa thống kê. Hệ số của giá dầu không có ý nghĩa cho thấy mức biến động của giá xăng dầu không ảnh hưởng tới mức biến động của giá cả. Điều này phù hợp với nhận định của đại diện thường trú quỹ tiền tệ quốc tế ở Việt Nam bởi vì”quyền số của nó trong rổ hàng hoá để tính CPI của việt nam thấp”, giá xăng dầu chiếm tỷ trọng 9,2% trong CPI, trong đó tác động trực tiếp là 3,3%, tác động gián tiếp là 5,9%. Các kết quả đã chỉ ra chỉ số giá Trung Quốc có ảnh hưởng ngược chiều đến CPI của Việt Nam một cách có ý nghĩa. Điều này được giai thích rằng qua quan sát số liệu thu nhận được, chỉ số giá của Trung Quốc trong giai đoạn vừa qua đều có xu hướng giảm, còn chỉ số CPI của Việt Nam đều tăng nên hệ hệ số hồi quy âm là phù hợp. Đặc biệt chỉ số giá gạo của Việt Nam trong cả hai kết quả hồi quy đều nhận giá trị dương cao với ý nghĩa 5% phản ánh mức độ phụ thuộc lớn của giá cả vào giá gạo. CHƯƠNG 3: MỐI QUAN HỆ NHÂN QUẢ GIỮA TIỀN TỆ VÀ GIÁ CẢ 1. Cơ sở lý luận Theo Khatiwada đã trình bày, phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất cho mối quan hệ giữa tiền tệ giá cả sẽ mất ý nghĩa nếu mối quan hệ nhân quả từ biến độc lập M đến biến phụ thuộc P là không theo một hướng duy nhất. Nếu mối quan hệ đa phương tồn tại, phương pháp ước lượng các tham số bình phương nhỏ nhất thất bại do tính cộng tuyến giữa các biến số. Một trong những lập luận đối ngược với mô hình lạm phát tiền tệ lại cho rằng cung tiền không phải là biến ngoại sinh mà đúng hơn là một sự thích ứng có tính thụ động của những điều kiện kinh doanh. Lý luận này cho rằng đã có một ảnh hưởng của giá cả đến cung tiền thông qua sự thiếu hụt của ngân sách chính phủ, nhu cầu tín dụng trong khu vực tư nhân đối với các ngân hàng là cao. Đồng thời giá cả cũng ảnh hưởng đến tiền lương và tỷ giá chuyển đổi. Hơn nữa điều này đã thừa nhận là nếu mọi sự kỳ vọng là hợp lý thì các yếu tố kinh tế sẽ quan tâm tới cơ cấu của lạm phát tổng quát và điều này sẽ dẫn tới coi tỷ lệ lạm phát là một hàm của tỷ lệ tăng trưởng dự đoán trước trong tương lai của cung tiền.như vậy giá được giả định là dẫn dắt cung tiền. Giống như trong phần quan hệ giữa tiền tệ và thu nhập, có hai dạng kiểm định cho mối quan hệ nhân quả giữa tiền tệ và giá cả được đề cập tới: kiểm định Granger và kiểm định Sim. Tuy nhiên với các kiểm định này, các chuỗi số liệu này phải thoả mãn các điều kiện sau: Điều chỉnh tính tự tương quan của biến phụ thuộc, nếu không thì sẽ đưa ra những kết luận sai lầm về tính nhân quả. Phải lựa chọn độ dài trễ thích hợp. Bởi vì ảnh hưởng của tính nhân quả là thường xuyên nhạy cảm đối với việc sử dụng độ dài trễ trong các ước lượng hồi quy. Theo Khatiwada, vì các chuỗi thời gian trong các kiểm định là vi phân bậc nhất của các giá trị ở dạng Logarit tự nhiên nên rất có thể chúng là các chuỗi dừng. Còn đối với độ dài trễ, do số liệu mà ta thu nhập được là theo quý, đặc tính mô hình trễ phân phối và hơn nữa theo nhận định về độ dài trễ được chọn nếu hệ số của nó là nhỏ nhất nên chúng ta sẽ chọn độ dài trễ từ 3 đến 5 quý. Tính nhân quả theo hướng Granger được nhận ra như sau: Tiền tệ (M) là nguyên nhân của giá cả (P) nếu những dự báo của giá cả dựa trên tất cả những thông tin trên quá khứ kể cả tiền tệ là tốt hơn dựa trên những thông tin trong quá khứ loại trừ tiền tệ M. Giá cả (P) là nguyên nhân của tiền tệ M nếu các dự báo của tiền tệ dựa trên những thông tin trong quá khứ bao gồm cả P là tốt hơn những thông tin trong quá khứ trừ giá cả P. Nhận thấy rằng thông tin trong quá khứ là các giá trị trễ của các biến tương ứng nên các phương trình kiểm định sẽ được chỉ định như sau: (1) (2) i=1,2,…m j=1,2,..n trong đó m= hoặc n. Nếu M là nguyên nhân gây ra P thì các ước lượng của OLS cần phải chỉ ra rằng các hệ số trong phương trình (1) là khác không và có ý nghĩa thống kê, còn trong phương trình (2) nếu khác không thì không có ý nghĩa thống kê. Các phương trình của kiểm định Sim được chỉ định như sau: (3) (4)M không phải là nguyên nhân của P nếu =0 với i>0 trong phương trình (3) và =0 với i0 trong phương trình(4). 2. Kết quả thực nghiệm Kiểm định Granger cho mối quan hệ nhân quả giữa tiền tệ và thu nhập được bảng B và bảng C: Bảng B: Kiểm định Granger (1997:Q1-2004:Q4) 1 Dạng phương trình F1 DF F2 DF Nhận xét (1) 1.97 3.37 (2) (3.616)* 2.99 (4.96)* 4.24 M1=>P (3) 0.0069 3.37 (4) (4.1)* 2.44 (8.11)* 4.24 P=>M1 (5) 1.303 3.4 (6) (3.97)* 2.84 (6.09)* 3.44 M1=>P (7) 0.52 3.4 (8) (2.6)** 2.84 (4.43)* 3.44 P=>M1 Với: , F1 = Giá trị cuả thống kê F cho tất cả các hệ số hồi qui có mặt trong phương trình. F2 = Giá trị thống kê F khi thêm các biến vào trong phương trình hồi qui. *= Chỉ định ý nghĩa ở mức 5% X Y có nghĩa là X là nguyên nhân dẫn đến Y X ≠> Y có ý nghĩa là X không phai là nguyên nhân dẫn đến Y DF = bậc tự do hay gía trị F thu được từ bảng giá trị thống kê Fisher Bảng C: Hồi qui với biến tiền tệ được đại diện bởi M2 từ 1997: 1 đến 2004:2 thu được Dạng phương trình F1 DF F2 DF Nhận xét (1) 1.97 3.37 (2) 1.37 2.99 0.789 4.24 M2≠>P (3) 0.0069 3.37 (4) (4.1)* 2.44 (8.11)* 4.24 P=>M2 (5) 1.303 3.4 (6) (3.97)* 2.84 (6.09)* 3.44 M2=>P (7) 0.52 3.4 (8) (2.6)** 2.84 (4.43)* 3.44 P=>M2 Kết quả của kiểm định Sim: Se 0.05 (0.03)* (0.03)* (0.03)* (0.22)* R=0.458 F=(4.43)* D-W=1.83 (1) Hầu hết hệ số các biến trong mô hình đều có ý nghĩa thống kê mức 5%, chỉ có hệ số chặn, AR(1) không có ý nghĩa thống kê. Se (-2.226)* 2.06 (4.43)* (-2.36)* R=0.43 F=(5.73)* D-W=1.936 (2) Từ phương trình hồi quy, hệ số của giá trễ 1 thời kỳ không có ý nghĩa thống kê, hệ số các biến còn lại có ý nghĩa thống kê mức 5% và gây ra 43% sự thay đổi của cung tiền hẹp. Se (4.67)* (-2.57)* 1.168 (-3.122)* (-3.549)* -0.208 R=0.608 F=(5.884)* D-W=1.97 (3) Trong mô hình hồi quy này hệ số của cung tiền hẹp trễ 1 thời kỳ, M1(1), M1(2) không có ý nghĩa thống kê. 60% sự thay đổi của giá cả do các biến còn lại trong mô hình gây ra. Se (5.359)* -1.125 -1.935 (2.8)* (2.9)* (2.38)* R=0.587 F=(5.395)* D-W=1.9 (4) Các kết quả thu được cho thấy trong mối quan hệ nhân quả, trước một và hai chu kỳ quan sát, M1 và P đều là những nguyên nhân trực tiếp tác động đến nhau. Các hệ số kiểm định F đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Đồng thời kết quả kiểm dịnh Sim cũng cho kết quả tương tự. Trong khi đó, kết quả cho thấy trước một chu kỳ, M2 không có tính trực tiếp tác động đến P. Nó chỉ có tính trực tiếp trước đó hai chu kỳ. Còn P lại có tính trực tiếp tác động đến P trước một và hai chu kỳ quan sát. CHƯƠNG IV: KIẾN NGHỊ, GIẢI PHÁP Xây dựng nền tài chình quốc gia lành mạnh là một trong những mục tiêu chiến lược hàng đầu phát triển tài chính-tiền tệ giai đoạn 2001-2010 của chính Phủ. Một trong những vấn đề nổi cộm, có ảnh hưởng lớn đến nền tài chính lành mạnh là những hành vi trục lợi, tham nhũng, lãng phí. Khác với các nguyên nhân khác, tham nhũng, lãng phí không đưa đến những tác hại tức thời mà nó tác động âm ỉ qua nhiều năm, làm xói mòn dần nền tài chính - tiền tệ của quốc gia, giảm hiệu quả đầu tư và đến khi bộc lộ ra, nó sẽ cộng hưởng với những nguyên nhân khác làm trầm trọng thêm tình hình. Theo Ngân hàng Nhà nước (NHNN), tình hình lạm phát ở Việt nam trong những năm qua không bắt nguồn từ phía chính sách tiền tệ (CSTT). Tuy nhiên, nhiều nhà kinh tế đã kết luận rằng nguyên nhân chủ yếu của bất kỳ cuộc lạm phát cao và dai dẳng nào đều có nguồn gốc từ CSTT. Thực tế là cứ lạm phát diễn ra rồi thì NHNN mới có biện pháp chống, vậy là đã có một độ trễ nhất định, lạm phát sẽ gia tăng và cái giá phải trả sẽ cao hơn. Do đó, ngay từ bây giờ, NHNN cần phải có những điều chỉnh đối với CSTT cho phù hợp. Trước hết NHNN phải điều chỉnh tỷ lệ dự trữ bắt buộc theo sát tình hình lạm phát trên thị trường và những dự báo tình hình lạm phát trong tương lai. Còn trong dài hạn, NHNN cần chuyển dần sang hướng sử dụng các công cụ thị trường mở để điều hành CSTT. Việc kết hợp hoà hai công cụ này là cần thiết trong điều kiện nghiệp vụ thị trường mở vẫn đang trong quá trình thử nghiệm ở Việt Nam. Chính sách lãi suất thực dương, tức là lãi suất danh nghĩa cao hơn tốc độ mất giá của đồng tiền - lạm phát, có ảnh hưởng rất lớn đến lạm phát, chính sách này đã được áp dụng và đã mang lại những thành công nhất định trong việc cắt cơn sốt lạm phát; lãi suất thực dương tăng thì lạm phát giảm và ngược lại. Tuy nhiên, lãi suất huy động tăng cao tất yếu dẫn đến lãi suất cho vay tăng cao. Như vậy trước tiên là kìm hãm tốc độ phát triển kinh tế, nếu lãi suất thực dương quá cao sẽ tiềm tàng nguy cơ phá sản các ngân hàng thương mại, vì thế chỉ nên duy trì lãi suất thực dương ở mức 10%- 15% tỷ lệ lạm phát. Trong xu thế chung, NHNN cần chuyển từ việc điều hành CSTT bằng các công cụ trực tiếp sang các công cụ gián tiếp; sử dụng hành lang lãi suất chiết khấu và lãi suất tái cấp cấp vốn thay vì dặt ra lãi suất cơ bản để các ngân hàng làm cơ sở ấn định lãi suất kinh doanh. Trong dài hạn cũng cần phát triển thị trường thương phiếu đã có hiệu lực, mọi việc còn trông chờ vào hướng dẫn của NHNN trong việc chiết khấu và tái chiết khấu thương phiếu. Lạm phát xảy ra có phần do chi phí đẩy và để chống lại lực đẩy của chi phí, đương nhiên phải cắt giảm chi phí. Việc cắt giảm chi phí không chỉ đặt ra trong tình hình lạm phát tăng cao mà còn là một trong những biện pháp dài hạn, ảnh hưởng đến năng lực cạnh tranh của các doanh nghiệp trong điều kiện hội nhập. Để làm được việc này các doanh nghiệp phải ứng dụng công nghệ hiện đại qua đó vừa làm giảm chi phí sản xuất vừa tăng năng suất lao động. Công nghệ hiện đại không chỉ là việc sử dụng các thiết bị, máy móc tiên tiến mà các doanh nghiệp phải nghiên cứu sử dụng các mô hình quản trị thích hợp, xây dựng cho mình chiến dịch chiến lược kinh doanh hợp lý. Tuy nhiên, cắt giảm chi phí cũng có giới hạn của nó, vấn đề là doanh ngiệp phải có biện pháp phòng ngừa rủi ro tăng giảm bất thường của giá cả. Hiện nay mức độ hội nhập của nền kinh tế Việt Nam chưa sâu, ta vẫn còn ở sân chơi khu vực và một số các bạn hàng truyền thống, thế nhưng nền kinh tế đã ít nhiều bị ảnh hưởng bởi những biến động kinh tế trong khu vực và trên thế giới. Trong thời gian tới những biến động kinh tế sẽ diễn ra thường xuyên hơn, mức độ hội nhập của Việt Nam sẽ sâu hơn, rộng hơn, đặc biệt sau khi gia nhập WTO. Các doanh nghiệp phải đối mặt trực tiếp với sự thay đổi giá cả của tất cả các mặt hàng chứ không chỉ riêng gì giá xăng dầu, đo la, vàng, sắt thép, phân bón,…Những thay đổi trước hết sẽ tác động trực tiếp đến các doanh nghiệp có hoạt động xuất nhập khẩu, những công ty kinh doanh đa quốc gia, tiếp đến là các doanh nghiệp trong nước khác cũng sẽ phải đối mặt với các đối thủ cạnh tranh từ khắp thế giới thâm nhập thị trường ta. Lạm phát ở Việt Nam phụ thuộc vào nhiều nhân tố, đặc biệt là các nhân tố khách quan, nhân tố lây nhiễm từ nguồn bên ngoài. Khả năng ứng phó với các thay đổi của chúng ta là rất thụ động, chậm chạp, các giải pháp đưa ra có phần trễ so với tình hình và không lường hết được những tác động. CPI sẽ là bao nhiêu vào cuối năm nay? Đó vẫn là một ẩn số của nền kinh tế. Cho dù là bao nhiêu đi nữa, đạt kế hoạch hay thấp hơn, thậm chí cao hơn năm trước thì vấn đề lạm phát vẫn luôn là vấn thường thực trong chính sách kinh tế. Ổn định giá cả, ổn định tiền tệ quốc gia là điều kiện tiên quyết để tăng giá trị đồng nội tệ, tăng cầu tiền trong nước do tăng xuất khẩu nhờ giá thấp hơn, kinh tế phát triển ổn định và bền vững. KẾT LUẬN Các kết quả hồi quy thu nhận được cho ta những kết luận sau: Sự gia tăng lượng tiền cung ứng không ảnh hưởng tới giá cả trong ngắn hạn. Giá trị của hệ số R2 thu được rất nhỏ cho thấy mối quan hệ yếu giữa sự biến động của lượng tiền cung ứng và sự gia tăng giá cả. Trong dài hạn, ảnh hưởng của cung tiền tới biến động của giá cả phải sau một đến ba quý nhưng ở mức độ yếu. Trong mô hình kinh tế mở, chính sách tài chính thông qua chi tiêu của chính phủ có ảnh hưởng tới giá cả nhưng không lớn. Sự gia tăng của giá phụ thuộc nhiều vào các nhân tố vĩ mô như gạo, tỷ giá chuyển đổi và gia dầu trên thế giới. Như vậy có thể nói rằng tiền không phải là nguyên nhân của giá cả. Giá cả và lượng tiền cung ứng có mối quan hệ nhân quả trong thời kỳ quan sát hoặc trước đó một thời kỳ. Sự gia tăng của bản thân giá cả ở thời kỳ trước có làm tăng mức giá cả của thời kỳ sau. (Ghi chú 3) Ghi chú: Ước lượng cho P phụ thuộc tỷ lệ M2 với thu nhập Hồi qui cho P thu được Kết quả hồi qui cho ảnh hưởng yếu giữa khối lượng tiền mở rộng và gia tăng giá cả. Các bảng hồi quy của bài có các phương trình sau: Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng cung tiền hẹp với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả: (1) (3.2651082)* -2.0707650 Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng cung tiền mở rộng với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả : (2) (2.4366641)* 1.2829137 Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng cung tiền hẹp, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả: (3) (2.499813)* (-1.902569)** (1.638850)** Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng cung tiền mở rộng, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả: (4) ( 2.144888)* -1.185665 ( 2.508726)* Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng cung tiền hẹp với tỷ lệ tăng trưởng GDP điều chỉnh : (5) 1.130515 -0.209648 Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng cung tiền mở rộng với tỷ lệ tăng trưởng GDP điều chỉnh : (6) 0.572343 0.125694 Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng cung tiền hẹp, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh: (7) 1.267179 0.012798 0.016303 Phương trình thể hiện mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng cung tiền mở rộng, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh: (8) 0.597272 -2.870995 0.446937 Phương trình thể hiện tỷ lệ lạm phát như là hàm của sự thay đổi lượng cung ứng cho mỗi đơn vị thu nhập: =0.005101+0.018022*+ (2.226665)* (1.475495)*** Phương trình: =0.013815+0.141482*+ 0.960525 (2.850117)* Phương trình thể hiện quan hệ trung bình trượt 5 quý của chỉ số giá cả và trung bình trượt 5 quý cung tiền hẹp: (11) (7.851475)* (-5.699099)* Phương trình thể hiện quan hệ trung bình trượt 7 quý của chỉ số giá cả và trung bình trượt 7 quý cung tiền hẹp: (12) (7.487307)* (-5.364303)* Phương trình thể hiện quan hệ trung bình trượt 9 quý của chỉ số giá cả và trung bình trượt 9 quý cung tiền hẹp: (13) (8.144544)* (-6.184597)* Phương trình quan hệ trung bình trượt 9 quý của chỉ số giá cả, trung bình trượt 9 quý thu nhập thực tế và trung bình trượt 9 quý cung tiền hẹp: (14) (7.457266)* -5.947754 0.086585 Hồi quy P với một số biến ta được: 25.8 -1.43 0.982 (1.67)*** (0.00097)* Kết quả hồi quy cho ảnh hưởng yếu giữa khối lượng tiền tệ mở rộng và gia tăng giá cả: (0.002)* (0.135)* (0.0158)*** R=0.56 F=16.18* D-W=2.045 với TÀI LIỆU THAM KHẢO Tiếng Việt Báo cáo thường niên, Ngân hàng Nhà nước Việt nam, 1997,1998, 1999, 2000, 2001, 2002, 2003, 2004. Camen, U. Và Genberg, H. (2005), “Một cơ chế đặt mục tiêu lạm phát cho Việt nam”, Chuyên mục nghiên cứu kinh tế Đavi Begg, Stanley Fischer và Rudiger Dornbusch, Kinh tế học, Nhà xuất bản Giáo dục, Hà nội, 1992 Phan Thị Hồng Hải, “Lạm phát trong các nước chuyển đổi kinh tế và vấn đề kiềm chế lạm phát ở Việt nam”, Luận án tiến sỹ, Đại học kinh tế quốc dân, 2005 Trương Quang Hùng và Vũ Hoài Bão, (2004), “Nhìn lại lý thuyết truyền thống về lạm phát và phân tích trường hợp Việt nam”, Chuyên mục nghiên cứu kinh tế Nguyễn Khắc Minh, “Các phương pháp phân tích và dự báo trong kinh tế”, Nhà xuất bản khoa học và kỹ thuật, Hà nội, 2002 Tô Kim Ngọc, “Các giải pháp nhằm tăng cường hiệu lực cuả chính sách tiền tệ Việt nam thông qua cơ chế điều chỉnh lãi suất ”, Luận án tiến sỹ, Học viện Ngân hàng, (2003) Tài liệu hội thảo khoa học, 09-2005, “Kiểm soát lạm phát trong điều kiện mặt bằng mới giá thế giới”, Học viện tài chính, Viện nghiên cứu Khoa học Thị trường giá cả. Giáo trình kinh tế vĩ mô, nhà xuất bản Lao động, Hà Nội – 2004. Webside Tong cuc thong ke.com.vn LỜI CẢM ƠN Xin chân thành cảm ơn sự giúp đỡ của các cán bộ Trung Tâm Tư vấn chính sách Phát triển Nông Nghiệp Nông Thôn đã giúp đỡ tôi hoàn thành tốt chương trình thực tập cuối khoá. Đặc biệt, xin chân thành cảm ơn PGS.TS. Nguyễn Khắc Minh đã giúp đỡ em hoàn thành chuyên đề tốt nghiệp này! MỤC LỤC MỤC LỤC BẢNG BIỂU Bảng A: Các kết quả hồi quy (1997:M3 - 2004:M2) 18 Bảng B: Kiểm định Granger (1997:Q1-2004:Q4) 39 Bảng C: Hồi qui với biến tiền tệ được đại diện bởi M2 từ 1997: 1 đến 2004:2 thu được 40