Chuyên đề Phân tích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả

3 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