NHỮNG NHÂN TỐ QUYẾT ĐỊNH LẠM PHÁT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 20012009

NHỮNG NHÂN TỐ QUYẾT ĐỊNH LẠM PHÁT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 20012009 Bài viết này sử dụng một mô hình kinh tế vĩ mô đơn giản của lạm phát để thực nghiệm điều tra các nhân tố quyết định đến chỉ số giá tiêu dùng lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn 20012009.

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC KHOA KINH TẾ PHÁT TRIỂN

TIỂU LUẬN

KINH TẾ HỌC ỨNG DỤNG

NHỮNG NHÂN TỐ QUYẾT ĐỊNH LẠM PHÁT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2001-2009

GVHD: TS NGUYỄN KHÁNH NAM HVTH: PHAN MINH THÔNG

LÊ MINH TUẤN PHẠM TẤN ĐỘ Lớp KTPT Đêm Khóa 21

TPHCM, THÁNG 09 NĂM 2012

NHỮNG NHÂN TỐ QUYẾT ĐỊNH LẠM PHÁT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2001 - 2009

Bài viết này sử dụng một mô hình kinh tế vĩ mô đơn giản của lạm phát để thực nghiệm điều tra các nhân tố quyết định đến chỉ số giá tiêu dùng lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn 2001-2009 Việt Nam được chọn cho nghiên cứu này bởi vì có lịch sử lạm phát cao kể từ khi kết thúc chiến tranh Việt Nam vào năm 1975 và điều chỉnh cải cách Giá vào năm 1985 Chúng tôi đặc biệt quan tâm đến kiểm tra vai trò của tỷ giá hối đoái trong việc giải thích lạm phát và ảnh hưởng của yếu tố bên cung chẳng hạn như giá dầu thô và gạo Sử dụng một loạt các kỹ thuật ước lượng chuỗi thời gian, chúng ta thấy rằng lạm phát có tính liên tục và cung tiền, giá dầu, giá gạo có ảnh hưởng mạnh nhất trên chỉ số giá tiêu dùng lạm phát

I Giới thiệu

Nghiên cứu này xem xét các yếu tố quyết định lạm phát trong nước Cộng hoà xã hội chủ nghĩa Việt Nam, một nền kinh tế đang phát triển Các tác dụng xấu của lạm phát thì đã được biết, và đối với Việt Nam, sự bất ổn giá cả đã được tranh luận là một yếu tố mạnh mẽ trong nền kinh tế phát triển nóng (Trần Văn Thọ và cộng sự, 2000)

Ví dụ, trong suốt những năm 1980 và đầu những năm 1990, Việt Nam chịu áp lực lạm phát đáng kể, đỉnh điểm tới 587% vào năm 1986 (Đặng Phong, 2008) Trong lúc siêu lạm phát như thế này đã được kiểm soát tương đối, mức cao nhất của toàn bộ châu Á

là 27% vào tháng bảy năm 2008 (Mydans 2008) Nhìn chung, những gì diễn ra ở Việt Nam không phải là duy nhất về sự bất ổn giá cả Quan trọng là những hiểu biết về các

cơ chế mà theo đó lạm phát tác động đến nền kinh tế, đặc biệt là đến các nước đang phát triển

Nghiên cứu này được thực hiên theo công trình trước đó của Goujon (2006) để tìm hiểu các yếu tố quyết định đến lạm phát tại Việt Nam trong giai đoạn 2001 - 2009 Phần còn lại của bài viết này trình bày về một số sự kiện tiêu biểu liên quan đến lạm phát tại Việt Nam, nhấn mạnh vào giai đoạn 2001-2009, và thảo luận về các tài liệu hiện có liên quan đến Việt Nam Phần III và IV trình bày và phân tích về mô hình lạm phát bằng cách sử dụng dữ liệu từ Việt Nam Phân tích này sử dụng Phương pháp bình phương thông thường bé nhất (OLS), tự hồi quy vector (VAR), và Kiểm định nhân quả Granger Mục V là kết luận và một số đề xuất chính sách

II Lạm phát Việt Nam

II.1 Tóm lược lịch sử lạm phát ở Việt Nam

Sau khi kết thúc chiến tranh Việt Nam trong năm 1975, và thành lập nước Cộng hoà xã hội chủ nghĩa của Việt Nam một năm sau đó, nhà lãnh đạo Đảng Cộng sản Lê Duẩn tuyên bố niềm tin của mình về “một tương lai vinh quang cho đất nước”, hứa hẹn mỗi gia đình Việt Nam sẽ có một TV, một radio và tủ lạnh trong vòng mười năm tới

Tư tưởng quân bình trong chủ nghĩa xã hội của ông không may là chỉ dẫn đến sự đình trệ, thiếu lương thực và lạm phát tràn lan (Đặng Phong, 2008) Đối mặt với viễn cảnh sụp đổ kinh tế, Việt Nam bắt tay vào cải cách hướng tới một nền kinh tế thị trường Năm 1985 gói cải cách mang tên Cải Cách Giá-Lương-Tiền được đưa ra, tuy nhiên, lại làm cho lạm phát tăng vọt (Đặng Phong, 2008) Trong vòng 1 năm thực hiện cải cách này, tỷ lệ lạm phát đạt đỉnh điểm 587% Sau đó nó vẫn ở mức cao trong suốt những năm còn lại của thập kỷ 80 Các nhà chức trách đã phản ứng chậm chạp, nhưng cuối cùng, bắt đầu từ năm 1988 - 1989, một số biện pháp, bao gồm tăng lãi suất, giảm trợ cấp cho các doanh nghiệp nhà nước, ngăn chặn sự gia tăng tiền lương, cắt giảm chi tiêu công và thâm hụt ngân sách, đã giúp kiềm chế sự tăng giá phi mã (Đặng Phong, 2008, Nguyễn Tri Hùng 1999) Trong hầu hết những năm của thập kỷ 90, Việt Nam chỉ trải qua lạm phát khiêm tốn (theo chuẩn của các nước đang phát triển) Giữa năm 1993 và

2002, mức lạm phát trung bình là 6%/năm, xếp hạng B từ -2% đến 17% (IMF 2003b)

Phù hợp với biến động của lạm phát trong Hình 1, giai đoạn từ đầu

thế kỷ 21 có thể được chia thành ba tiểu giai đoạn: 2001-03, 2004-07 và 2008-Tháng 2 năm 2009 Giai đoạn 2001-03 đánh dấu sự tái trỗi dậy của Việt Nam từ cuộc khủng hoảng tài chính châu Á, với GDP tăng trưởng ấn tượng 6-7%/ năm Trong suốt hai năm này, kinh tế vĩ mô tăng trưởng mạnh mẽ, do tăng trưởng xuất khẩu và đầu tư,

trong khi lạm phát được giữ dưới 5% (Farber et al 2008; IMF 2003a)

Khi nền kinh tế tăng tốc, tốc độ tăng trưởng GDP Việt Nam đạt 7,79% trong năm 2004, rồi 8,44% vào năm 2005, mức cao nhất kể từ năm 1996 Tăng trưởng tín dụng và tiền rộng cũng tăng mạnh (Tổng Tổng cục Thống kê Việt Nam (GSO) 2009; IMF năm 2005) Những phát triển này tạo áp lực lên mức giá Ngoài ra, hạn hán, dịch cúm gia cầm và một số cú sốc bên ngoài, bao gồm cả giá gạo và giá dầu tăng, đã cùng nhau đẩy giá lương thực tăng, chiếm gần 50% trong rổ chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam Kết quả là, lạm phát hai con số tái phát: lạm phát hàng năm là 10% trong tháng 9 năm

2004 Tuy nhiên tỷ lệ này đã giảm còn 7,5% trong năm 2006, một con số chấp nhận được, mặc dù vẫn nằm trong nhóm cao nhất ở châu Á (xem Bảng 1) (2005 IMF, 2006a)

II.2 Tổng quan tài liệu về lạm phát ở Việt Nam

Các tài liệu về lạm phát tại Việt Nam, một nền kinh tế nhỏ đang phát triển, không lớn Các bài báo của Nguyễn Trí Hưng vào năm 1999 có lẽ là nghiên cứu toàn diện duy nhất bằng tiếng Anh về lịch sử lạm phát Việt Nam kể từ giai đoạn chuyển đổi đất nước sang nền kinh tế thị trường trong những năm 1980 Trong nghiên cứu của mình, Nguyễn phân chia quá trình chuyển đổi Việt Nam thành ba tiểu giai đoạn:

1980-1984, 1985-1989 và 1990-1995, khéo léo kể lại và phân tích diễn biến lạm phát trong mỗi tiểu giai đoạn Thêm nữa, tóm tắt hơn, lịch sử lạm phát và giai đoạn chuyển tiếp

này cũng được cung cấp bởi Võ Trí Thành và các tác giả (2002) và Lê Anh Minh (2008) trong nghiên cứu của họ về cấu trúc kinh tế vĩ mô của Việt Nam

Trong các nghiên cứu thực nghiệm về các yếu tố quyết định lạm phát, khi thời gian và/hoặc các phương pháp phân tích khác nhau đã đạt được những kết quả khác nhau Shinichi và Phạm Thái Bình (2005) và Lê Việt Hùng và Pfau (2008), trong khi kiểm tra, một cách tương ứng, cầu tiền và cơ chế tác động của tiền tệ tại Việt Nam, tất

cả đều nhìn vào mối quan hệ giữa cung tiền và lạm phát Trước đây, việc sử dụng mô hình vector sửa chữa sai sót (VeCM) trên dữ liệu 1993-2004, thấy rằng: tốc độ tăng

trưởng của tiền rộng trong nước luôn có một mối tương quan thuận chiều với mức lạm phát, và chính sách tiền tệ đóng một vai trò rất quan trọng trong việc xác định mức giá chung Tuy nhiên, sau này, bằng cách sử dụng VAR trong giai đoạn 1996-2005, cho thấy có mối liên hệ đáng kể giữa cung tiền và sản lượng thực tế nhưng không thấy có liên hệ đáng kể nào giữa tiền và lạm phát

Toàn diện hơn, Camen (2006) và Goujon (2006) kết hợp cả hai cấu trúc chi phí đẩy và cầu kéo vào các mô hình của họ để xác định các tác nhân của lạm phát Camen (2006), bằng cách sử dụng VAR, xác định tổng lượng tín dụng cho nền kinh tế, giá cả hàng hóa, tỷ giá VND/USD và nguồn cung đồng USD (như một thước đo tính thanh khoản quốc tế) là những tác nhân quan trọng trong thời gian 1996-2004 Goujon (2006), sử dụng phương pháp hai bước tính toán phức tạp hơn, xác nhận có sự tác động của tỷ giá hối đoái và giá cả hàng hóa đến lạm phát, nhưng nhấn mạnh việc giải thích lạm phát là do dư thừa tiền hơn là do tổng lượng tín dụng

Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) đã tiến hành hai nghiên cứu riêng biệt về lạm phát tại Việt Nam (IMF 2003b, 2006) cuối những năm 1990 đầu những năm 2000 Sử dụng phương pháp khác nhau (đệ quy VAR và VEC), các nghiên cứu này tạo ra kết quả tương tự, cho thấy lạm phát quá khứ, tăng trưởng tiền rộng, tỷ giá, điều kiện nhu cầu trong nước và giá cả hàng hóa (đặc biệt là giá dầu) là yếu tố quyết định quan trọng của lạm phát Ngoài ra, họ kết luận rằng tính trì trệ/quá tính của lạm phát đóng một vai trò quan trọng hơn ở Việt Nam so với nhiều nước khác ở châu Á

Trong tất cả các nghiên cứu thực nghiệm nói trên, Goujon (2006), có lẽ là đáng chú ý nhất, không chỉ vì nó có thể nắm bắt các yếu tố từ các lý thuyết chính của lạm phát, mà nó còn cung cấp một mô hình lạm phát rõ ràng về mặt lý thuyết cho một nền kinh tế mở nhỏ tạo lập giá chuẩn Mô hình này sẽ được thảo luận chi tiết hơn dưới đây

III Một mô hình lạm phát cho Việt Nam

Nghiên cứu này đi theo mô hình được phát triển bởi Goujon (2006) Mô hình này đưa ra một số giả thuyết khác nhau liên quan đến quá trình lạm phát và được thiết lập trong một nền kinh tế nhỏ bị đô la hóa Do đó, nó chứa các tính năng cấu trúc, thích hợp cho việc phân tích một nước đang phát triển như Việt Nam Cấu trúc của mô hình được trình bày chi tiết dưới đây

(CPI) tỷ lệ lạm phát là 1 hàm đo lường tỉ lệ những thay đổi trong giá hàng hóa có thể giao dịch và không thể giao dịch, cụ thể:

∆pt = θ∆ptT +(1- θ) ∆ptNT (1)

Trong đó:

p: log của chỉ số giá tiêu dùng (CPI)

r và pNT : log của giá cả hàng hóa có thể giao dịch và không thể giao dịch,

Y: là hằng số tỷ trọng của giá cả hàng hóa có thể giao dịch trong chỉ số giá tiêu dùng (0 <θ <1)

Δ: là nhà điều hành khác biệt đầu tiên (thay đổi so với ban đầu) Đối với a small, price-taking economy (khi 1 cty thay đổi sản lượng và giá sản phẩm thì không làm ảnh hưởng đến thị trường  có thể xem như cạnh tranh hoàn hảo) , tỷ lệ thay đổi giá cả hàng hóa có thể giao dịch là:

∆ptT= λ ∆et + µ ∆ptW (2) Trong đó pt-1 là log của tỷ giá hối đoái danh nghĩa (VND/USD) và là viết tắt của giá quốc tế của hàng hóa có thể giao dịch (bằng đô la Mỹ)

Khi nền kinh tế của Việt Nam được đánh giá đô la hóa cao, biến động tỷ giá hối đoái không chỉ tác động đến giá cả hàng hóa có thể giao dịch mà còn tác động lên giá

cả hàng hóa không thể giao dịch Sự thay đổi trong giá cả hàng hóa không thể giao dịch được xác định bởi Goujon (2006) như sau:

∆ptNT = α ECt-1+ ζ∆et (3) Trong đó: EC đại diện cho tiền dư thừa và ζ tác động của giá đô la bằng tiền cụ thể là giá cả hàng hóa không thể giao dịch EC có độ trễ, vì nó được cho là những người giữ tiền thừa vào lúc bắt đầu của giai đoạn hiện nay sẽ điều chỉnh cổ phần của họ và lạm phát nhiên liệu cuối cùng

Phương trình lạm phát có nguồn gốc bằng cách thay thế (2) và (3) vào (1):

∆pt = [ λθ + (1-θ)ζ ] ∆et + θµ ∆ptW + (1- θ) α ECt-1 (4)

và có thể được viết dưới hình thức tối giảm như:

∆pt = k1 ∆et + k2 ∆ptW + k3ECt-1 (5) Goujon (2006) không sử dụng nguồn cung tiền vào mô hình này, duy trì việc mở rộng cung tiền có thể là, một phần là ít nhất, hấp thụ bởi sự gia tăng nhu cầu tiền Các yếu tố thực sự gây ra lạm phát, nó được lập luận, là dư thừa tiền Theo phương pháp này, phương trình (5) chỉ có thể được ước lượng bằng cách ước lượng cầu tiền trước

và sau đó là ước lượng tiền dư thừa

Thay vì thực hiện một quá trình ước lượng giai đoạn hai, nghiên cứu này sẽ đưa vào tài khoản cả nguồn cung tiền quy ước và tổng cầu, tức là nhu cầu tiền phụ thuộc: một cách tiếp cận được sử dụng trong nhiều nghiên cứu khác về lạm phát Lãi suất cũng được bao gồm năng suất đặc điểm kỹ thuật thực nghiệm của chúng tôi:

∆pt = k1∆et + k2 ∆ptW + k3∆M2t+ k4Yt + k5∆rt + εt (6)2 Trong đó εt biểu thị sai số Điều kiện tiền tệ được xác định bởi lãi suất tái cấp vốn r và cung tiền M2, được định nghĩa là tổng số tiền cổ phiếu, bao gồm các đồng nội tệ (VND) trong lưu thông bằng VND và tiền gửi ngân hàng bằng USD Yt đại diện cho sản lượng trong nước và được đo bằng sản xuất công nghiệp hàng tháng Giá quốc tế của hàng hóa có thể giao dịch không thể được tính trực tiếp Sử dụng giấy ủy nhiệm, Goujon (2006) sử dụng cả thang đo lạm phát nước ngoài (FI, tính toán như là một trung bình có trọng số của tỷ lệ lạm phát trong mười đối tác thương mại chính của Việt Nam) và giá gạo xuất khẩu của Việt Nam bằng USD Các phương pháp tương tự được thông qua ở đây nhưng, kể từ khi dầu cũng là một hàng hóa chính có thể giao dịch lớn ở Việt Nam, giá gạo sẽ được thay thế bởi một chỉ số tổng hợp của cả giá gạo

và giá dầu (IOR)

IV Ước lượng và Kết quả

IV.1 Dữ liệu

Sử dụng niên giám của cơ quan thống kê tài chính quốc tế của IMF (IFS) chứa đựng dữ liệu chuỗi thời gian về lạm phát của hơn 200 quốc gia Đo lường của chúng

ta về khối lượng thương mại được lấy từ Thống kê thương mại trực tiếp của IMF (DOTS), trình bày giá trị xuất khẩu và nhập khẩu giữa mỗi quốc gia và các đối tác thương mại của nó Dữ liệu này cho phép được trích lọc từ 10 đối tác thương mại chính của Việt Nam trong suốt thời kỳ ước lượng Dữ liệu giá cả hàng hóa quốc tế của

Tổ chức lương thực và nông nghiệp Liên Hợp Quốc (FAO), cung cấp những số liệu thống kê về giá cả hàng hóa quốc tế Những nguồn dữ liệu cụ thể về Việt Nam là dữ liệu trực tuyến của Tổng cục thống kê Việt Nam (GOS) và báo cáo thường niên của Ngân hàng nhà nước Việt Nam (SBV) GOS cung cấp những tài liệu và số liệu có liên quan đến các sự kiện kinh tế xã hội và văn hóa trong nước, trong khi SBV chứa đựng những số liệu thống kê tiền tệ quốc gia và thống kê tài chính

Dữ liệu về tỷ giá hoái đối, cung tiền, CPI và giá dầu được sử dụng trong nghiên cứu này được tập hợp từ IFS Sản lượng công nghiệp và lãi suất được lấy từ dữ liệu của GSO và báo cáo của SBV Giá gạo được lấy từ dữ liệu của FAO Toàn bộ, dữ liệu của chúng tôi thiết lập bao gồm những quan sát hàng tháng từ 01/2001 đến 02/2009 với một ngoại lệ của sản lượng công nghiệp chỉ có giá trị từ 01/2004

IV.2 Ước lượng OLS

Bước đầu tiên của chúng tôi là sử dụng ước lượng OLS như là giới hạn định rõ của chúng thôi Những kết quả từ kiểm định ADF và kiểm định KPSS phát hiện rằng

dữ liệu chuỗi thời gian (trong khác biệt log) được sử dụng trong nghiên cứu này là phần lớn không đổi Bảng 2 trình bày những kết quả của những kiểm định này Đối với kiểm định ADF, với mức ý nghĩa 1%, không một giả thiết nào được chấp nhận

cho tất cả các biến, ngoại trừ ∆p Kiểm định KPSS cho thấy rằng tất cả các biến không

đổi

TABLE 2 ADF and KPSS Tests

ADF Statistics KPSS Statistics Without Trend With Trend Without Trend With Trend

∆p -0.05 (11) -1.45 (11) 0.39 [6] 0.03 [5]

∆e -10.03** (0) -9.98** (0) 0.14 [3] 0.14 [3]

∆M2 -7.99** (0) -8.17** (0) 0.30 [4] 0.05 [4]

∆r -8.53** (0) -8.50** (0) 0.05 [3] 0.03 [3]

∆FI -4.80** (4) -5.12** (4) 0.17 [5] 0.06 [5]

∆IOR -6.24** (0) -6.25** (0) 0.13 [4] 0.10 [4]

∆Y -10.44** (1) -10.38** (1) 0.23 [11] 0.20 [11]

Để nắm bắt tính trì trệ của lạm phát, một giai đoạn lạm phát trễ (∆pt-1) được thêm vào như một biến độc lập Thêm vào, chúng tôi đã tính đến những biến giả để nắm bắt những tác động mùa vụ chẳng hạn giai đoạn tết Âm Lịch và Giáng sinh giống như một lấn át lên giá cả

Trong mô hình I, một giai đoạn trễ lạm phát có ý nghĩa và được xem như là yếu

tố quyết định quan trọng nhất của sự biến đổi trong chỉ số giá cả, có hệ số là 0.82 Điều này có nghĩa là tỷ lệ lạm phát trong quá khứ tăng 1%, giả định các yếu tố khác không đổi, làm tăng lên 0.82 trong tỷ lệ hiện tại, khẳng định quán tính của lạm phát và cho rằng, bởi vì ưu thế của quán tính, ảnh hưởng của những biến độc lập khác thấp trong ngắn hạn Cũng được so sánh với những kết quả được tiến hành bởi các nhà kinh tế học của IMF (2006a), những người, trong những mô hình của họ cho lạm phát Việt Nam, ước tính hệ số cho lạm phát quá khứ khoảng 0.79, Khi chế độ tỷ giá ở Việt

Nam khá cứng nhắc cố định vào đồng đô la Mỹ, phát hiện này phù hợp với Loungani

và Swagel (2001), người tìm ra các yếu tố quán tính thường có một sức ảnh hưởng mạnh mẽ lên lạm phát ở các nước đang phát triển, đặc biệt là các nước với tỷ giá hối đoái cố định

Như đã đề cập trước đây, các nghiên cứu hiện tại về lạm phát Việt Nam nói chung không xác định lãi suất là một yếu tố quyết định quan trọng của lạm phát Ở đây, các hệ số của ∆r hiển thị dấu đối lập nhau mặc dù có ý nghĩa, rất nhỏ về độ lớn

Do đó, ở đây một lần nữa ít được hỗ trợ cho một vai trò quan trọng bởi lãi suất trong việc xác định những thay đổi trong mức giá Về cung tiền, chỉ có hệ số ∆M2t-2 có ý nghĩa và có dấu mong đợi, có thể cho thấy rằng có sự trì trễ trong ảnh hưởng của tăng trưởng tiền tệ đến lạm phát Một điểm phần tăng lên trong 2 độ trễ của tăng trưởng tiền tệ được dự kiến lên lạm phát nhiên liệu chỉ 0.07% Ảnh hưởng ngắn này của ∆M2

có thể được giải thích bởi sự trì trệ của lạm phát

Tác động của cú sốc giá bên ngoài được xác định bởi mức ý nghĩa của hệ số của

sự thay đổi chỉ số giá dầu và gạo Độ lớn của tác động, như được trình bày ở hệ số 0.01 và 0.03, là khá nhỏ và có thể được giải thích bởi sự trì trệ của lạm phát Tuy nhiên, điều đáng ngạc nhiên là mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát có thể không được thiết lập, khi hệ số ∆e không có ý nghĩa thống kê

Mô hình 2, chỉ với 61 quan sát bởi chuỗi ngắn hạn hơn của giá trị sản lượng công nghiệp, cho những kết quả gần như tương tự Bao gồm cả tăng trưởng sản lượng cải thiện một cách đáng kể mô hình của chúng ta: ∆rt-2 trở nên có ý nghĩa ở mức 5%,

và cung tiền bây giờ xuất hiện để đóng vai trò lớn hơn trong quá trình lạm phát Nếu

∆M2t-2 tăng 1 điểm phần trăm, ví dụ, lạm phát được dự kiến sẽ tăng 0.13 Tuy nhiên, ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái không có ý nghĩa Hệ số tăng trưởng sản lượng cũng không có ý nghĩa, và kích thước của nó là không đáng kể Tuy nhiên, điều này không nhất thiết rằng những áp lực tổng cầu không có ảnh hưởng đến lạm phát Thay vào đó,

nó có thể cho thấy rằng tăng trưởng sản lượng công nghiệp không phải là hàng thay thế tốt cho các điều kiện của tổng cầu, hoặc nó mất một khoảng thời gian cho hiệu ứng của nó để cảm nhận được về giá

IV.3 Kiểm định Nhân quả

Ngoài phương pháp OLS, kiểm định nhân quả Granger đã được áp dụng Bởi vì mục đích của nghiên cứu này, chúng tôi quan tâm đến tác động của độ trễ cung tiền, sản lượng, tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát và giá cả hàng hóa trên giá trị hiện tại của lạm phát Kiểm định F cho những giả thuyết không của những biến không có quan hệ nhân quả được tính toán cho 2,6 và 12 độ trễ Những kết quả đó được thể hiện trong bảng 4

TABLE 4

Pairwise Granger Causality for Inflation

Null hypothesis Test Statistic

2 lags 6 lags 12 lags

∆e does not

Granger-Cause ∆p

1.11 (0.33) 1.46 (0.20) 2.22 (0.02)

∆r does not

Granger-Cause ∆p

0.52 (0.59) 1.22 (0.30) 1.56 (0.12)

∆M2 does not

Granger-Cause ∆p

7.88 (0.00) 3.72 (0.00) 1.90 (0.05)

∆FI does not

Granger-Cause ∆p

2.27 (0.10) 4.73 (0.00) 5.10 (0.00)

∆IOR does not

Granger-Cause ∆p

4.63 (0.01) 1.68 (0.13) 1.88 (0.05)

∆Y does not

Granger-Cause ∆p

3.09 (0.05) 6.33 (0.00) 1.36 (0.24)

Từ bảng 4, nó có thể cho thấy rằng, với 2 độ trễ, giá cả hàng hóa là nguyên nhân Granger gây ra lạm phát, việc cho vay hỗ trợ cho sự chuyển giao của những xáo trộn bên ngoài đến giá cả tiêu dùng

Những kết quả sử dụng những độ trễ khác nhau tương tự rằng họ xác nhận tăng trưởng tiền tệ và cú sốc bên ngoài như những tác nhân của lạm phát Việt Nam Thực

sự, với 6 và 12 độ trễ, ∆M2 và ∆FI Granger gây ra lạm phát, nhưng ngược lại với 12

độ trễ, quan hệ nhân quả một lần nữa chạy từ ∆IOR đến ∆p Kiểm định những số liệu thống kê về tỷ giá hoái đối và tăng trưởng sản lượng là hỗn hợp Lãi suất thiếu khả năng giải thích những thay đổi trong tương lai của lạm phát, bất chấp những độ trễ Điều này phù hợp với OLS cho thấy rằng ∆r ít ảnh hưởng đến giá cả