3 Kết quả thực nghiệm trong mô hình SVAR

45



liệu phải có tính dừng. Tác giả sử dụng phương pháp kiểm định Phillip-Person (PP)

cho tất các biến trong mô hình.

Kết quả cho thấy các biến giá dầu và lỗ hổng sản lượng dừng ở biến gốc

(I(0)). Biến lạm phát, biến chính sách tài khóa và biến chính sách tiền tệ dừng ở sai

phận bậc một (I(1)) (Xem bảng 4.1).

Bảng 4.2: Kiểm định tính dừng:

Level

Biến



Sai phân bậc 1



Giá trị

thống kê T



Mức ý

nghĩa P



Giá trị

thống kê T



Mức ý

nghĩa P



Lạm phát



-2.358121



0.1578



-3.039135



0.0369



Gía dầu



-6.351159



0.0000



Lỗ hổng sản lượng



-6.938666



0.0000



Chính sách tài khóa



-1.660460



0.4460



-3.103187



0.0316



Chính sách tiền tệ



-2.339956



0.1631



-5.597427



0.0000



4.3.2 Xác định độ trễ tối ưu

Việc xác định số bước trễ tối ưu trong mô hình VAR rất quan trọng. Trong

nghiên cứu này độ trễ tối ưu của mô hình SVAR ước lượng được lựa chọn là 5 dựa

vào các chỉ tiêu: LR, FPE, AIC, SC, HQ (Xem bảng 4.3).



46



Bảng 4.3: Xác định độ trễ tối ưu

VAR Lag Order Selection Criteria

Endogenous variables: G R GAP F I

Exogenous variables: C

Sample: 2000Q1 2015Q2

Included observations: 57

Lag



LogL



LR



FPE



AIC



SC



HQ



0



554.9671



NA



2.86e-15



-19.29709



-19.11788



-19.22744



1



724.8487 303.9987



1.78e-17



-24.38066



-23.30537



-23.96276



2



817.2051 149.0664



1.71e-18



-26.74404



-24.77267



-25.97790



3



877.7228 87.06056



5.19e-19



-27.99027



-25.12283



-26.87589



4



932.7630 69.52447



2.01e-19



-29.04432 -25.28080*



5



972.0025 42.68161* 1.46e-19* -29.54395* -24.88436



-27.58169

-27.73307*



* Chỉ độ trễ được chọn dựa vào giá trị tới hạn

LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)

FPE: Final prediction error

AIC: Akaike information criterion

SC: Schwarz information criterion

HQ: Hannan-Quinn information criterion

Kiểm định tự tương quan và phương sai thay đổi của phần dư trong mô hình

VAR với độ trễ tối ưu là 5 cho thấy mô hình SVAR với các ràng buộc đệ quy có độ

trễ là 5 thì phù hợp (xem bảng 4.4 và 4.5).

Kết quả bảng 4.4 cho thấy, chấp nhận giả thuyết H0: không có tương quan

phần dư với LM-stat = 32.38146 và p= 0.1473.



47



Kết quả bảng 4.5 cho thấy, chấp nhận giả thuyết H0: không có phương sai

thay đổi với χ2 = 782.8823và mức ý nghĩa p = 19,65%

Bảng 4.4: Kiểm định tự tương quan của phần dư

VAR Residual Serial Correlation LM Tests

Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h

Sample: 2000Q1 2015Q2

Included observations: 57

Lags



LM-Stat



Prob



1



29.79388



0.2321



2



20.52793



0.7186



3



30.47283



0.2071



4



69.61478



0.0000



5



32.38146



0.1473



6



20.93070



0.6965



7



14.88633



0.9440



8



61.44978



0.0001



9



47.95358



0.0038



10



26.61737



0.3753



11



43.00046



0.0140



12



47.43645



0.0044



Probs from chi-square with 25 df.



48



Bảng 4.5: Kiểm định phương sai thay đổi

VAR Residual Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and

squares)

Sample: 2000Q1 2015Q2

Included observations: 57

Joint test:

Chi-sq



Df



Prob.



782.8823



750



0.1965



Individual components:

Dependent



R-squared



F(50,6)



Prob.



Chi-sq(50)



Prob.



res1*res1

res2*res2

res3*res3

res4*res4

res5*res5

res2*res1

res3*res1

res3*res2

res4*res1

res4*res2

res4*res3

res5*res1

res5*res2

res5*res3

res5*res4



0.950681

0.942470

0.952935

0.881313

0.912611

0.956908

0.924171

0.938421

0.916599

0.803032

0.957777

0.937878

0.888176

0.908096

0.874828



2.313150

1.965863

2.429679

0.891064

1.253167

2.664719

1.462509

1.828714

1.318829

0.489237

2.722041

1.811676

0.953110

1.185704

0.838679



0.1462

0.2011

0.1321

0.6369

0.4239

0.1087

0.3365

0.2300

0.3940

0.9230

0.1038

0.2339

0.5946

0.4573

0.6743



54.18883

53.72078

54.31731

50.23485

52.01882

54.54374

52.67775

53.48999

52.24613

45.77285

54.59328

53.45903

50.62600

51.76145

49.86518



0.3177

0.3338

0.3134

0.4641

0.3952

0.3059

0.3709

0.3418

0.3867

0.6436

0.3043

0.3429

0.4487

0.4049

0.4788



49



4.3.3 Phân tích các cú sốc đến lạm phát tại Việt Nam

Hàm phản ứng đẩy được sử dụng để phân tích mức độ phản ứng của biến lạm

phát khi có một cú sốc từ giá dầu, lỗ hổng sản lượng, chính sách tiền tệ và chính

sách tài khóa. Độ lớn của cú sốc đo bằng một đơn vị độ lệch chuẩn của phần dư từ

mô hình VAR và được trình bày từ hình 4.1 đến 4.4.

.



Hình 4.1: Phản ứng của lạm phát trước cú sốc giá dầu trong mô hình SVAR



Kết quả cho thấy lạm phát có chịu ảnh hưởng từ cú sốc giá khu vực nước

ngoài. Cụ thể một cú sốc trong giá dầu dẫn đến sự gia tăng trong lạm phát và tác

động rõ nhất của nó lên lạm phát trong nước là ở quý 4 khoảng 2,7%. Sau đó lạm

phát suy giảm vượt qua đường cơ bản ở quý 7 khoảng 0,3% và tăng trở lại ở quý

thứ 9, đồng thời mức tác động của giá dầu lên lạm phát có xu hướng kéo dài, bằng

chứng thực nghiệm cho thấy thời gian tác động vẫn chưa có dấu hiệu suy giảm sau

15 quý.

Giá dầu thô tăng, sẽ nhanh chóng tác động đến chỉ số giá tiêu dùng thế giới

đồng thời tác động trực tiếp cũng như gián tiếp đến nền kinh tế Việt Nam vì xăng

dầu vừa là mặt hàng tiêu dùng cuối cùng, vừa là mặt hàng trung gian cho quá trình

sản xuất. Giá xăng dầu cao có thể là giảm tăng trưởng kinh tế, ảnh hưởng tới thị



50



trường chứng khoán Việt Nam (Narayan, Narayan 2010), đây có thể được xem là

lạm phát do chi phí đẩy.



Hình 4.2: Phản ứng của lạm phát trước cú sốc lỗ hổng sản lượng trong mô

hình SVAR

Cú sốc trong lỗ hổng sản lượng tác động đáng kể đến lạm phát trong nước.

Kết quả cho thấy một cú sốc đến từ lỗ hổng sản lượng làm lạm phát gia tăng kéo dài

đến 11 quý sau đó sụt giảm nhẹ ở quý 12 và trở lại vị trí đường cân bằng ở quý thứ

14. Điều này cho thấy nền kinh tế tăng trưởng quá mức dựa vào vốn là chủ yếu có

thể dẫn đến lạm phát gia tăng do cầu kéo.



Hình 4.3: Phản ứng của lạm phát trước cú sốc chính sách tài khóa trong mô

hình SVAR



51



Phản ứng của lạm phát trước cú sốc từ chi tiêu chính phủ khá phức tạp,

không theo một chiều hướng cụ thể. Trước một cú sốc trong chi tiêu chính phủ dẫn

đến sự sụt giảm nhẹ trong lạm phát ở quý thứ 3 là 0,4% sau đó gia tăng kéo dài từ

quý thứ 4 đến quý 10 và tạo đỉnh ở quý thứ 7 với mức tăng 1,9%. Lạm phát giảm

trở lại ở quý thứ 10 và điều chỉnh về đường cân bằng ở quý thứ 15.



Hình 4.4 : Phản ứng của lạm phát trước cú sốc chính sách tiền tệ trong mô

hình SVAR

Tác động của một cú sốc trong lãi suất làm lạm phát giảm khoảng 0,8% trong

quý 4 và trở lại vị trí cân bằng ở quý 8, sau đó lạm phát có xu hướng giảm nhưng

mức độ giảm lại rất nhỏ (đường phản ứng gần như bám sát với trục hoành).

4.3.4 Phân rã phương sai

Để phân tích mức độ đóng góp các cú sốc của những nhân tố tác động lên

lạm phát trong từng thời điểm cũng như khẳng định lại các phân tích kết quả thu

được từ các hàm phản ứng đẩy tác giả sử dụng thêm kết quả phân rã phương sai.

Kết quả phân rã phương sai ở bảng 5 cho thấy gần một nửa thay đổi trong

lạm phát ở 2 quý đầu được giải thích bởi cú sốc từ chính nó. Nhưng tác động này

yếu dần qua các quý.



52



Cú sốc từ nhân tố mang tính chất toàn cầu (giá dầu) tác động khá lớn đến

những thay đổi lạm phát trong nước. Ở 2 quý đầu chiếm 49,92%, đỉnh điểm ở quý

thứ 4 chiếm tới 59,06% và vẫn giữ ở mức cao 37,82% ở 8 quý tiếp theo. Điều này

cho thấy, với xu thế hội nhập và mở cửa nền kinh tế, Việt Nam chịu tác động rất lớn

bởi những thay đổi từ môi trường bên ngoài. Do vậy việc chủ động có những chính

sách đối phó và phòng ngừa trước những thay đổi của nhân tố bên ngoài như giá

dầu là rất quan trọng.

Cú sốc từ phía cầu đại diện bởi lỗ hổng sản lượng cũng tác động đáng kể đến

lạm phát. Mặc dù trong 2 quý đầu sự đóng góp này chỉ khoảng 0,45%, nhưng có sự

gia tăng dần qua các quý, ở quý thứ 8 những thay đổi trong lạm phát được giải thích

bởi 29,47% từ cú sốc lỗ hổng sản lượng.

Bên cạnh đó, ta thấy cú sốc từ chính sách tài khóa có tác động ở 2 quý đầu

lên lạm phát khá yếu chỉ 0,55%. Tuy nhiên tác động từ cú sốc chính sách tài khóa

có sự gia tăng qua các quý, sau 8 quý tăng lên 15,01%.

Tác động từ cú sốc lãi suất lên lạm phát không đáng kể, nhìn vào bảng kết

quả phân rã phương sai cho thấy chính sách tiền tệ chỉ có tác dụng sau khoảng thời

gian ít nhất là 4 quý.

Bảng 4.6. Phân rã phương sai

Sai số

phương

sai của

Lạm phát



Biến đóng góp



Mốc (theo quý)

h=2



h=4



h=8



Lạm phát



49.04



23.92



14.27



Giá dầu thô thế giới



49.92



59.06



37.82



Lỗ hổng sản lượng



0.45



13.69



29.47



Chính sách tài khóa



0.55



0.79



15.57



Chính sách tiền tệ



0.01



2.52



3.85



53



4.4



Kết quả thực nghiệm từ mô hình TVP- VAR

4.4.1 Biến động ngẫu nhiên của các biến

Mô hình TVP-VAR với biến động ngẫu nhiên được trình bày trong phương



trình (4) và phương trình (5) giải thích biến động thay đổi theo thời gian của các

nhân tố tác động đến lạm phát qua giai đoạn nghiên cứu. Tác giả tiến hành quy trình

ước lượng bằng mô hình và code được công bố trong Nakajima (2011), kết quả biến

động ngẫu nhiên của các biến sẽ được trình bày từ hình 4.5 đến 4.9.



Hình 4.5 : Biến động ngẫu nhiên của biến giá dầu

Hình vẽ trên cho thấy giá dầu có một sự sụt giảm mạnh trong giai đoạn cuối

năm 2008. Điều này có thể xuất phát từ các nguyên nhân như sau: Cuộc khủng

hoảng tài chính leo thang và lan rộng ra phạm vi toàn thế giới đã trở thành nỗi lo

chính của mọi quốc gia. Sự giảm tốc kinh tế khiến các loại hàng hóa mất dần địa vị

là một kênh đầu tư hấp dẫn và giới đầu tư vì thế đã bán các loại nguyên liệu thô mà

họ nắm giữ. Trong đó, sụt giảm mạnh nhất vẫn là giá dầu. Ngoài ra thua lỗ trầm

trọng trên thị trường chứng khoán và kẹt tiền mặt nghiêm trọng, khiến cho giới đầu

tư quốc tế phải bán ra các loại hàng hóa để có tiền bù lỗ. Thời gian này, sự đi xuống

của chứng khoán thường tạo áp lực mất giá cho hàng hóa, trong đó có dầu, thay vì

là một yếu tố hỗ trợ như trước đây.



54



Đến giữa năm 2014 giá dầu thế giới lại bắt đầu sụt giảm. Đặc biệt từ tháng

9/2014, giá dầu thế giới sụt giảm mạnh nguyên nhân chủ yếu đến từ sự phục hồi của

kinh tế Mỹ, khiến cục dự trữ Liên bang Mỹ (FED) đã quyết định chấm dứt nới lỏng

chính sách tiền tệ, thắt chặt thị trường tiền tệ. Đồng đô la mạnh lên khiến giá dầu

giảm xuống là điều không tránh khỏi. Hai là, nhu cầu năng lượng của toàn cầu

giảm. Một mặt do việc tiêu thụ năng lượng ở các nước phát triển có xu hướng giảm

xuống, trong đó những năm gần đây về cơ bản Mỹ đã đảm bảo được việc tự túc

năng lượng, thậm chí còn có thể xuất khẩu vì nước này đã áp dụng được công nghệ

chiết xuất dầu và hơi đốt từ “nguồn đá phiến” rất dồi dào ở Mỹ. Mặt khác, Nhật Bản

đã khởi động lại ngành công nghiệp điện hạt nhân, việc nhập khẩu năng lượng sẽ

giảm bớt. Nhu cầu năng lượng của các nước đang phát triển, nhất là Trung Quốc và

Ấn Độ cũng đã ổn định. Ba là, sản lượng dầu thô của Tổ chức các nước xuất khẩu

dầu mỏ (OPEC) không hề suy giảm. Các nhà sản xuất dầu mỏ ở vùng Vịnh, đứng

đầu là Saudi Arabia có ý đồ tranh thủ cơ hội đồng đô la mạnh lên và nhu cầu về

năng lượng yếu đi để phá vỡ ngành sản xuất dầu bằng đá phiến vốn đang là mối đe

dọa duy nhất đối với ngành kinh tế năng lượng. Ngoài ra còn vì một loạt lý do kinh

tế và chính trị như muốn gây áp lực lên nước Nga để Nga khó phục hồi được nền

kinh tế nên các nước phương Tây vẫn rất mong muốn nhìn thấy giá dầu giảm. Đối

với Nga, giá dầu liên tục giảm khiến cho nước này còn nguy khốn hơn bất kỳ biện

pháp trừng phạt kinh tế nào.



Hình 4.6: Biến động ngẫu nhiên của biến lạm phát