Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Mô hình chuỗi thời gian phi tuyến (STAR) trong phân tích và dự báo các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô ở Việt Nam

LỜI CAM ðOAN

Tôi xin cam ñoan ñây là công trình nghiên cứu của riêng tôi. Các

kết quả trong Luận án là trung thực và chưa từng công bố trong bất

kỳ một công trình nào.

Tác giả luận án

Nguyễn Minh Hải

LLờờii ccảảmm ơơnn

ðầu tiên, tôi chân thành cảm ơn Bộ Giáo dục & ðào tạo, Trường ðại Học Kinh tế

Quốc dân và Viện ñào tạo Sau ñại học ñã tạo ñiều kiện cho tôi ñược học tập, làm nghiên

cứu sinh và ñã quan tâm ñộng viên tôi trong quá trình học tập, nghiên cứu.

Tôi xin bày tỏ lời cám ơn chân thành và sự kính trọng ñối với GS.TS. Nguyễn Khắc

Minh và PGS.TS. Ngô Văn Thứ, các Thầy ñã nhận tôi làm nghiên cứu sinh và hướng dẫn

trong suốt quá trình thực hiện bản Luận án này. Các Thầy ñã tận tình chỉ bảo cả về lĩnh vực

khoa học cũng như trong cuộc sống. Tôi ñã học ñược rất nhiều từ những ñiều chỉ dẫn,

những buổi thảo luận và từ nhân cách của các Thầy. Tôi cảm phục những hiểu biết sâu sắc

về chuyên môn, những khả năng cũng như sự tận tình của các Thầy. Những kiến thức mà tôi

nhận ñược từ các Thầy không chỉ là bản Luận án mà trên hết là cách nhìn nhận, ñánh giá

cũng như phương thức giải quyết vấn ñề một cách toàn diện trong khoa học và sự trải

nghiệm của cuộc sống.

Tôi xin trân trọng cảm ơn các Thầy, Cô trong khoa Toán Kinh Tế, Viện ñào tạo Sau

ñại học, Trường ðH Kinh tế Quốc dân ñã ñộng viên, giúp ñỡ tôi rất nhiều trong suốt quá

trình thực hiện các thực nghiệm cũng như thảo luận, giải thích kết quả thực nghiệm, ñồng

thời có những ñóng góp gợi mở quý báu trong quá trình tôi hoàn thiện Luận án.

Tôi xin trân trọng cảm ơn Viện ñào tạo Sau ñại học về sự ủng hộ to lớn và những lời

khuyên bổ ích trong suốt thời gian tôi làm nghiên cứu sinh.

Và cuối cùng, xin trân thành cảm ơn Ban Giám hiệu Trường ðại học Quang Trung

và Ban Chủ nhiệm Khoa Kỹ thuật và Công nghệ, cũng như bạn bè ñồng nghiệp ñã ủng hộ

và tạo mọi ñiều kiện thuận lợi giúp tôi hoàn thành Luận án.

Hà Nội, tháng 4 năm 2014

Tác giả Luận án

Nguyễn Minh Hải

MỤC LỤC

LỜI CAM ðOAN

LỜI CẢM ƠN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC HÌNH

DANH MỤC CÁC BẢNG

PHẦN MỞ ðẦU ........................................................................................................1

Chương 1: TỔNG QUAN VỀ MÔ HÌNH HỒI QUY CHUYỂN TIẾP TRƠN

TRONG PHÂN TÍCH KINH TẾ VĨ MÔ ...............................................................6

1.1. Cơ sở lý thuyết mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn ......................................6

1.1.1. Mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) .................................................7

1.1.2. Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn là hàm logistic tổng quát (LSTR) ......8

1.1.3. Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn là hàm mũ (ESTR)............................11

1.1.4. Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR) .........................................13

1.1.5. Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTAR) ..........................13

1.1.6. Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn mũ (ESTAR).................................16

1.2. Quy trình mô hình hóa LSTR .....................................................................18

1.2.1. Thiết lập mô hình.....................................................................................18

1.2.2. Ước lượng các tham số của mô hình LSTR ...........................................22

1.2.3. Kiểm ñịnh thu hẹp mô hình .....................................................................22

1.2.4. ðánh giá chất lượng mô hình bằng các kiểm ñịnh ..................................23

1.3. Tổng quan về nghiên cứu mô hình chuỗi thời gian chuyển tiếp trơn trên

thế giới ..................................................................................................................25

1.3.1. Tình hình nghiên cứu ở nước ngoài và trong nước về lạm phát..............25

1.3.2. Tình hình nghiên cứu ở nước ngoài và trong nước về cầu tiền ...............33

1.3.3. Một số hướng nghiên cứu khác ở trong và ngoài nước có ứng dụng mô

hình chuỗi thời gian phi tuyến ...........................................................................38

1.4. Tóm tắt chương 1..........................................................................................41

Chương 2: PHÂN TÍCH DIỄN BIẾN LẠM PHÁT, VAI TRÒ CHÍNH SÁCH

TIỀN TỆ TRONG KIỂM SOÁT LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM ...........................42

2.1. Diễn biến lạm phát Việt Nam giai ñoạn từ 2000 ñến 2011 .......................42

2.1.1. Diễn biến lạm phát trong giai ñoạn 2000-2006 .......................................44

2.1.2. Lạm phát trong giai ñoạn từ 2007-2011 ..................................................50

2.2. Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong giai

ñoạn 2000-2011 ....................................................................................................62

2.3. Vai trò của chính sách tiền tệ trong kiểm soát lạm phát từ năm 2000 ñến

2011 .......................................................................................................................66

2.3.1. Quy trình hoạt ñộng của của chính sách tiền tệ .......................................66

2.3.2. Cơ chế lan truyền của CSTT ñến tăng trưởng kinh tế và lạm phát .........67

2.3.3. Hoạt ñộng ñiều hành CSTT của NHNN trong kiểm soát lạm phát và tăng

trưởng kinh tế ở Việt Nam giai ñoạn 2000-2011...............................................70

2.4. Phân tích các nhân tố cơ bản quyết ñịnh ñến lạm phát Việt Nam trong

giai ñoạn 2000-2011 .............................................................................................81

2.4.1. Lạm phát bị ảnh hưởng bởi nhân tố tâm lý, kỳ vọng...............................81

2.4.2. Ảnh hưởng bởi nhân tố thay ñổi sản lượng .............................................83

2.4.3. Ảnh hưởng từ giá dầu thế giới .................................................................85

2.4.4. Ảnh hưởng từ tăng trưởng tiền tệ ............................................................87

2.5. Tóm tắt chương 2..........................................................................................89

Chương 3: XÂY DỰNG CÁC MÔ HÌNH CHUỔI THỜI GIAN PHI TUYẾN

CHO PHÂN TÍCH LẠM PHÁT, CẦU TIỀN Ở VIỆT NAM GIAI ðOẠN

2000-2011..................................................................................................................90

3.1. Thực trạng về nghiên cứu lạm phát ở Việt Nam trong thời gian gần ñây ..90

3.2. Xây dựng ñường Phillips phi tuyến phân tích lạm phát theo cách tiếp

cận hồi quy chuyển tiếp trơn ..............................................................................94

3.2.1. Xây dựng mô hình ...................................................................................95

3.2.2. Mô tả số liệu và thống kê các biến ..........................................................98

3.2.3. Kết quả kiểm ñịnh chỉ ñịnh mô hình ....................................................102

3.2.4. Ước lượng mô hình phi tuyến................................................................104

3.2.5. Phân tích kết quả....................................................................................106

3.2.6. Kết luận và ñề xuất giải pháp ................................................................108

3.2.7. Dự báo lạm phát cho các năm 2012, 2013.............................................109

3.3. Xây dựng hàm cầu tiền phi tuyến xác ñịnh ngưỡng lạm phát theo tiếp

cận hồi quy chuyển tiếp trơn ............................................................................111

3.3.1. Xây dựng hàm cầu tuyến phi tuyến dạng chuyển tiếp trơn ...................112

3.3.2. Mô tả số liệu và thống kê các biến ........................................................118

3.3.3. Kết quả kiểm ñịnh chỉ ñịnh hàm cầu tiền theo tiêu chuẩn STR ............120

3.3.4. Ước lượng hàm cầu tiền phi tuyến ........................................................121

3.3.5. Một số phân tích kết quả ước lượng ......................................................122

3.3.6. Kiến nghị................................................................................................124

3.4. Tóm tắt chương 3........................................................................................125

KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ ..............................................................................127

CÔNG TRÌNH TÁC GIẢ ðÃ CÔNG BỐ

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

Viết tắt

CCTT

CPI (Consumer Price Index)

Chỉ số giá tiêu dùng

Tỷ giá hối ñoái

TGHð

Ngân hàng Nhà nước

NHNN

Ngân hàng Trung ương

NHTW

Ngân hàng thương mại

NHTM

Chính sách tiền tệ

CSTT

Chính sách tỷ giá

CSTG

ECM (Error Correction Model)

Mô hình hiệu chỉnh sai số

ESTAR (Exponential Smooth Transition

Mô hình tự hồi quy chuyển

Autoregressive Model)

tiếp trơn mũ

ESTR (Exponential Smooth Transition

Mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn mũ

Model)

GDP (Gross Domestic Product)

Tổng sản phẩm quốc nội

GSO (General Statistics Office)

Tổng cục Thống kê

IMF (International Monetary Fund)

Quỹ tiền tệ Quốc tế

LSTAR (Logistic Smooth Transition

Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn Logistic

Autoregressive Model)

LSTR (Logistic Smooth Transition Model) Mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn Logistic

Tổng khối lượng tiền hẹp (tổng khối lượng tiền

mặt ngoài hệ thống ngân hàng và các khoản tiền

gửi không kỳ hạn)

Tổng phương tiện thanh toán (tổng lượng tiền

mặt ngoài hệ thống ngân hàng + tiền gửi VNð

và bằng ngoại tệ của dân cư, doanh nghiệp tại

các NHTM

Nguyên văn Cán cân thanh toán

NID (Normally and Independently

Phân phối chuẩn

Distributed)

NSNN

Ngân sách Nhà nước

PAM (Partial Adjustment Model)

Mô hình hiệu chỉnh từng phần

STR (Smooth Transition Models)

Mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn

TGHð

Tỷ giá hối ñoái

TTTC

Thị trường tài chính

USD (United States Dollar)

ðôla Mỹ

VECM (Vector Error Correction Model) Mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số

VNð

Việt Nam ðồng

WTO (World Trade Organization)

Tổ chức thương mại Thế giới

WB (World Bank)

Ngân hàng Thế giới

DANH MỤC CÁC HÌNH Hình 1.1. ðồ thị của hàm LSTR1 với c = 1 ..........................................................9

Hình 1.3. ðồ thị của hàm ESTR với * Hình 1.2. ðồ thị của hàm LSTR2 với c1 = -1, c2 =1..........................................11 1c = 0 .........................................................12

Hình 1.4. ðồ thị của hàm LSTAR1 với K = 1, γ = 0.01, 3, 20 và 50. ðồ thị ứng

)

= . .........15

G c sγ ( , t

1 2

với giá trị thấp nhất của γ nằm gần ñường thẳng

)

Hình 1.5. ðồ thị của hàm LSTAR 2 với K = 2, γ = 0.01, 3, 20 và 50. ðồ thị ứng

= . ........16

G c sγ ( , t

1 2

với giá trị thấp nhất của γ nằm gần ñường thẳng

Hình 1.6. ðồ thị của hàm ESTAR với γ = 0.01, 3, 20 và 50 ..............................17

Hình 2.1. Tăng trưởng kinh tế và lạm phát, 2000-2011 .....................................43 Hình 2.2. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2000.....................46 Hình 2.3. Tốc ñộ tăng trưởng và tỷ lệ lạm phát, thời kỳ 2000-2006 ..................49

Hình 2.4. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2008.....................54 Hình 2.5. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2009.....................56 Hình 2.6. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2010.....................58

Hình 2.7. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2011.....................60 Tốc ñộ tăng trưởng GDP và tỉ lệ lạm phát từ quý I/2000 ñến quý Hình 2.8. IV/2012 ...............................................................................................64

Hình 2.9. Quy trình hoạt ñộng CSTT của NHTW..............................................67 Hình 2.10. Cơ chế lan truyền của CSTT ñến lạm phát và tăng trưởng kinh tế.....68 Hình 2.11. Lạm phát, tín dụng, GDP và tốc ñộ tăng M2 từ 2000 – 2011............70

Hình 2.12. Tóm tắt vai trò của chính sách tiền tệ ở Việt Nam, từ 2007-2011......78 Hình 2.13. Mối quan hệ giữa tăng trưởng sản lượng thực, sản lượng tiềm năng và chỉ số CPI, 2000-2010.........................................................................84

Hình 2.14. Quan hệ giá dầu thế giới và lạm phát ở Việt Nam, 2000-2011 ..........86

Hình 2.15. Tín dụng cho nền kinh tế, huy ñộng và M2 (% GDP) ........................88 Hình 3.1. Các kênh truyền tải ñến lạm phát........................................................99

Hình 3.2. ðồ thị của mô tả các biến trong mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn của

ñường Phillips có bổ sung yếu tố kỳ vọng........................................101 Hình 3.3. Giá trị ngưỡng của biến chuyển tiếp GAPt-1 ...................................106

Hình 3.4. ðồ thị biễu diễn quá trình chuyển tiếp trơn của mô hình LSTR1 ....107

DANH MỤC CÁC BẢNG

Bảng 1.1. Hành vi của yt-d ñối với các giá trị trung gian của y trong mô hình LSTAR ................................................................................................14

Bảng 1.2. Hành vi của yt-d trong mô hình ESTAR ...........................................17 Bảng 2.1. Mục tiêu của chính sách tiền tệ trong giai ñoạn 2000-2006 ...............71

Bảng 2.2. Mục tiêu của chính sách tiền tệ trong giai ñoạn 2007-2011 ...............74 Bảng 2.3. Mục tiêu và kết quả thực hiện của chính sách tiền tệ trong giai ñoạn

2001-2006 ...........................................................................................79

Bảng 2.4. Mục tiêu và kết quả thực hiện của chính sách tiền tệ trong giai ñoạn 2007-2011 ...........................................................................................80

So sánh quốc tế về tốc ñộ tăng trưởng (%) trong giai ñoạn 2007-2011 ...81 Bảng 2.5. Bảng 2.6. Xuất, nhập khẩu và cán cân thương mại.............................................85

Bảng 3.1. Mô tả các biến cơ sở và ký hiệu sử dụng............................................99 Bảng 3.2. Tóm tắt thống kê mô tả của các biến cơ sở ñược sử dụng................100 Bảng 3.3. Kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị của các biến ñưa vào mô hình STR ........102

Bảng 3.4. Kết quả chọn lựa ñộ trễ cho mô hình STR ñường cong Phillips ......103 Bảng 3.5. Kiểm ñịnh tuyến tính dựa vào chỉ ñịnh của STR..............................103 Bảng 3.6. Kết quả ước lượng mô hình hai cơ chế LSTR1 của lạm phát..........105

Bảng 3.7. Kết quả dự báo dlnCPI từ mô hình cho năm 2011 ...........................110 So sánh giá trị của kết quả dự báo và giá trị thực của tỷ lệ lạm phát Bảng 3.8. cho CPI cho năm 2011 ......................................................................110

Bảng 3.9. Kết quả dự báo về tốc ñộ tăng trưởng lạm phát năm 2012 và 2013 .111 Bảng 3.10. Kết quả kiểm ñịnh lồng nhau ñể chọn biến lạm phát........................118 Bảng 3.11. Tên biến trong mô hình ñược sử dụng ..............................................118

Bảng 3.12. Tóm tắt thống kê mô tả của các biến số ñược sử dụng trong mô hình

hàm cầu tiền R ..................................................................................119 Bảng 3.13. Kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị của các biến ñưa vào mô hình ...............120

Bảng 3.14. Kết quả chỉ ñịnh mô hình hàm cầu tiền dựa vào chỉ ñịnh của STR..121

PHẦN MỞ ðẦU

1. Sự cần thiết của ñề tài

Vấn ñề phân tích và dự báo các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô luôn là một ñề tài quan

trọng và cấp thiết, nhất là ñối với một quốc gia ñang phát triển như Việt Nam, một

nền kinh tế mở có quy mô nhỏ nên dễ bị tổn thương với những biến ñộng bất lợi từ

bên ngoài. Trong ñiều kiện nền kinh tế thế giới nói chung và nền kinh tế Việt Nam

nói riêng ngày càng xuất hiện nhiều hơn và thường xuyên hơn các yếu tố bất ổn

ñịnh thì việc phân tích và dự báo chính xác ñộng thái của các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô

có ý nghĩa cực kỳ quan trọng trong ñiều hành chính sách, ổn ñịnh kinh tế vĩ mô.

Một kết quả phân tích và dự báo tốt sẽ giúp nền kinh tế tránh ñược các ñổ vỡ, hạn

chế rủi ro và tận dụng cơ hội ñể phát triển. Do ñó, việc nghiên cứu tìm kiếm các

phương thức dự báo thích hợp cho các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô Việt Nam là một việc

quan trọng.

Một trong những công cụ hữu hiệu ñể phân tích và dự báo là dự báo bằng mô

hình kinh tế lượng. Cách thức tiếp cận của phương pháp này là dùng các mô hình

toán học ñể mô tả mối liên hệ giữa ñối tượng dự báo với các yếu tố có liên quan.

Chẳng hạn, hàm tiêu dùng phải dựa trên lý thuyết về tiêu dùng, hàm ñầu tư phải dựa

trên lý thuyết về ñầu tư,… ðiều này dẫn ñến hệ quả là các nhà mô hình khác nhau

có thể sẽ xây dựng các mô hình với các biến giải thích khác nhau, tùy thuộc vào

việc áp dụng lý thuyết kinh tế nào. Ưu ñiểm của các các mô hình kinh tế lượng là

trợ giúp khắc phục các khó khăn của sự chủ quan và cảm tính, cho ta cách tiếp cận

ñịnh lượng nhằm ñưa ra các phân tích cụ thể và khá chính xác.

Như chúng ta ñã biết, lý thuyết kinh tế từ lâu ñã là trung tâm của việc xây

dựng các mô hình kinh tế lượng, các mô hình kinh tế lượng thường ñược xây dựng

dựa trên các giả thiết, một trong những yêu cầu thách thức nhất là các hệ số luôn bất

biến theo thời gian. Nếu giả thiết về tính bất biến của các hệ số này vi phạm thì bất

kỳ các kết quả ước lượng từ mô hình sẽ bị thiên lệch. Theo nghiên cứu của

Teräsvirta (1994) [65], nếu các kết quả ước lượng từ các mô hình tuyến tính mà sai

lệch so với thực tế thì có lẽ nó ñã bị bác bỏ từ rất lâu và thực tế ñiều này ñã không

xảy ra. Tuy nhiên, có những tình huống mà các mô hình tuyến tính không thể diễn

ñạt hết ñược ý nghĩa của lý thuyết kinh tế gắn với các dữ liệu vĩ mô. Trên thực tế, từ

cuối những năm 1990 cho ñến nay cho thấy rằng việc áp dụng mô hình chuỗi thời

gian tuyến tính trong phân tích thực nghiệm về tài chính và kinh tế vĩ mô không còn

phù hợp ở một số nước có sự phát triển mạnh mẽ của hệ thống tài chính, sự thay ñổi

trong cơ cấu thành tố tiền, thay ñổi thể chế chính sách, khủng hoảng dầu mỏ, khủng

hoảng lương thực, biến ñộng chu kỳ kinh tế mà thậm chí là cả những ñịnh hướng

phát triển cụ thể mà các can thiệp chính sách phải ñược thực hiện nhanh và mạnh về

lãi suất, cung tiền, tỷ giá và khối lượng tín dụng. Những thay ñổi ñó gây ra các ảnh

hưởng ñột ngột tới hệ thống tài chính cũng như các biến kinh tế vĩ mô làm cho các

dãy số thời gian xuất hiện quan hệ phi tuyến. Chính vì thế, các mô hình chuỗi thời

gian phi tuyến ngày càng có một vị trí vững chắc hơn trong lĩnh vực mô hình hóa tài

chính và kinh tế vĩ mô.

Trước ñây, khi ñối mặt với các trường hợp phi tuyến, các nhà mô hình thường

xử lý bằng cách lấy xấp xỉ tuyến tính, cách giải quyết như thế này ít nhiều ñã giúp

cho các nhà mô hình hóa kinh tế vĩ mô giải quyết ñược một số trường hợp phi tuyến.

Tuy nhiên, cách làm như vậy chỉ giải quyết ñược một số nhỏ các trường hợp riêng lẻ

và không có tính triệt ñể. Vì thế, các chỉ ñịnh mô hình chuỗi thời gian phi tuyến ñã

cho thấy ñược sự hữu ích của nó thích ứng trong những trường hợp như vậy.

ðối với Việt Nam, việc áp dụng các mô hình truyền thống ñể phân tích và dự

báo các biến số kinh tế vĩ mô ñôi khi còn gặp khá nhiều hạn chế: ñòi hỏi số liệu quá

phức tạp vượt quá khả năng của Tổng cục Thống kê, bên cạnh ñó nguồn thông tin,

tư liệu của nước ngoài cũng rất thiếu, rời rạc và không ñầy ñủ. Những số liệu như

vậy hiện nay hầu như không có. Hơn nữa, với một nước có nền kinh tế ñang phát

triển như Việt Nam cần xét ñến yếu tố thể chế, tính mở cửa của thị trường, nền sản

xuất và dữ liệu hiện có là không phù hợp với mô hình truyền thống ngay cả khi

chúng ta sử dụng biến giả. Tất nhiên, kết quả thu ñược từ các mô hình tuyến tính có

thể sai lệch.

Do vậy, việc nghiên cứu và xây dựng một mô hình phù hợp với ñiều kiện

kinh tế - xã hội ở Việt Nam là rất cần thiết. Qua tìm hiểu thực tế về công tác dự báo

ở Việt Nam, cùng với sự gợi ý của giáo viên hướng dẫn GS. Nguyễn Khắc Minh,

NCS ñã mạnh dạn lựa chọn mô hình mô hình chuỗi thời gian phi tuyến STAR làm

công cụ chính ñể nghiên cứu trong luận án tiến sĩ và tên ñề tài gắn liền với công cụ

chính này là: “ Mô hình chuỗi thời gian phi tuyến (STAR) trong phân tích và dự

báo các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô ở Việt Nam” cho công trình nghiên cứu của mình.

2. Mục tiêu nghiên cứu của luận án

Mục tiêu nghiên cứu của luận án bao gồm:

- Tổng hợp cơ sở lý thuyết về mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn. Trên cơ sở

ñó, luận án tổng quan tình hình nghiên cứu thực nghiệm về lạm phát và cầu tiền

bằng mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn ở các nước trên thế giới. ðể rồi, từ ñây rút ra

kinh nghiệm nghiên cứu về lạm phát và cầu tiền ở Việt Nam;

- Phân tích thực trạng diễn biến lạm phát, vai trò ñiều hành chính sách tiền tệ

nhằm kiểm soát lạm phát ở Việt Nam trong giai ñoạn 2000-2011;

- Xây dựng mô hình ñường Phillips phi tuyến phân tích lạm phát theo cách

tiếp cận hồi quy chuyển tiếp trơn.

- Xây dựng mô hình hàm cầu tiền phi tuyến xác ñịnh ngưỡng lạm phát theo

tiếp cận hồi quy chuyển tiếp trơn.

- ðưa ra một số khuyến nghị dựa trên cơ sở các kết quả ước lượng ñược.

3. ðối tượng và phạm vi nghiên cứu của luận án

3.1. ðối tượng

Với lạm phát:

- Phân tích những biến ñộng về lạm phát ở Việt Nam trong giai ñoạn nghiên

cứu từ năm 2000 ñến năm 2011;

- Xác ñịnh các nhân tố ảnh hưởng ñến lạm phát ở Việt Nam trong giai ñoạn

nghiên cứu.

Với cầu tiền:

- Phân tích vai trò của chính sách tiền tệ trong kiểm soát lạm phát, hiệu quả của

việc thực thi chính sách tiền tệ ở Việt Nam trong giai ñoạn từ 2000-2011;

- Cơ chế hoạt ñộng truyền dẫn của chính sách tiền tệ ñến lạm phát và tăng

trưởng.

3.2. Phạm vi nghiên cứu

- Phạm vi nghiên cứu chính của luận án này chủ yếu là tập trung vào nghiên

cứu một họ của lớp mô hình chuỗi thời gian phi tuyến, cụ thể là nghiên cứu mô hình

hồi quy chuyển tiếp trơn STR và một số trường hợp riêng của họ mô hình hồi quy

chuyển tiếp trơn này.

- Vì lớp mô hình chuyển tiếp trơn (STR) ñã ñược nhiều nước trên thế giới

nghiên cứu và vận dụng vào phân tích hầu hết các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô, chẳng hạn

tăng trưởng, lạm phát, cầu tiền ...và ñể làm rõ quy trình vận dụng STR vào phân tích

vĩ mô, chúng tôi lựa chọn hai chỉ tiêu vĩ mô quan trọng có tính thời sự ở Việt Nam

trong thời gian gần ñây là lạm phát, cầu tiền làm ñối tượng nghiên cứu. ðối với các

chỉ tiêu kinh tế vĩ mô khác, quy trình STR cũng ñược vận dụng một cách tương tự.

Với lý do này, dựa trên cơ sở số liệu ñược thu thập từ nhiều nguồn khác nhau (GSO,

NHNN, WB, IMF) của nền kinh tế Việt Nam thời kỳ từ 2000 ñến 2011, tác giả sẽ

xây dựng các mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn ñể phân tích lạm phát và cầu tiền ở

Việt Nam.

4. Phương pháp nghiên cứu

Phương pháp thống kê: các số liệu trong luận án ñược thu thập từ các nguồn:

GSO, NHNN, WB, IMF. Các số liệu sử dụng trong luận án liên quan tới việc phân

tích ñịnh lượng như: GDP, CPI, khối lượng tiền M2, giá dầu thế giới. Tất cả các số

liệu trên sau khi thu thập ñều có sự ñiều chỉnh về cùng một gốc so sánh (năm 1994)

ñể có phù hợp giữa các dãy số ñược sử dụng trong ước lượng.

Phương pháp mô hình hóa: phương pháp này nhằm làm rõ hơn các phân tích

ñịnh tính, ñịnh lượng ñược trình bày bằng bảng biểu, bằng hình vẽ cụ thể và bằng

ngôn ngữ toán học. ðiểm mạnh của phương pháp này là xây dựng, xác ñịnh mô

hình của ñối tượng (mô hình hóa ñối tượng) và dùng mô hình làm công cụ suy luận

phục vụ yêu cầu nghiên cứu (phân tích mô hình).

Phương pháp phân tích kinh tế lượng: ứng dụng lớp mô hình chuỗi thời gian

phi tuyến STR ñể xây dựng các mô hình thực nghiệm cho các biến số kinh tế vĩ mô

là lạm phát, cầu tiền ở Việt Nam giai ñoạn từ 2000-2011.

Các phần mềm ñược sử dụng trong luận án gồm: phần mềm Eview 7.0; phần

mềm Jmulti. Các công cụ sẽ hỗ trợ cho việc phân tích ñịnh lượng các mô hình thực

nghiệm ñược xây dựng trong luận án.

5. Ý nghĩa khoa học của luận án

(i) ðề xuất các mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn cho các biến số vĩ mô

là: lạm phát và cầu tiền của Việt Nam;

(ii) Trình bày các kết quả thực nghiệm các mô hình nói ở ñiểm (i); (iii) ðưa ra một số khuyến nghị dựa trên cơ sở các kết quả ước lượng ñược

ở ñiểm (ii), các kiến nghị này là có cơ sở khoa học, và hợp lý.

6. Bố cục của luận án

Ngoài lời mở ñầu, kết luận, tài liệu tham khảo và danh mục các bảng, ñồ thị,

luận án ñược chia thành ba chương:

Chương 1: Tổng quan về mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn trong phân tích

kinh tế vĩ mô

Chương 2: Phân tích diễn biến lạm phát, vai trò của chính sách tiền tệ trong

kiểm soát lạm phát ở Việt Nam

Chương 3: Xây dựng các mô hình chuỗi thời gian phi tuyến cho phân tích

lạm phát, cầu tiền ở Việt Nam giai ñoạn 2000-2011

Chương 1

TỔNG QUAN VỀ MÔ HÌNH HỒI QUY CHUYỂN TIẾP

TRƠN TRONG PHÂN TÍCH KINH TẾ VĨ MÔ

Trước ñây, khi ñối mặt với các hiện tượng phi tuyến trong kinh tế, các nhà

mô hình thường xử lý bằng cách lấy xấp xỉ tuyến tính cho các hiện tượng phi tuyến.

Với cách xử lý như trên, ít nhiều nó ñã giúp cho các nhà kinh tế giải thích ñược một

số các hiện tượng kinh tế phi tuyến. Tuy nhiên, cách xử lý như thế này cũng chỉ

giúp cho các nhà kinh tế giải quyết ñược một số nhỏ các trường hợp riêng lẻ chứ

không phải là một cách trọn vẹn. Vì thế, các chỉ ñịnh phi tuyến ñã cho thấy tính hữu

ích của nó trong việc giải thích cho các trường hợp phi tuyến. Và ngày nay, các mô

hình phi tuyến ñã có một chỗ ñứng vững chắc hơn trong việc mô hình hóa tài chính

và kinh tế vĩ mô. Các mô hình kinh tế lượng phi tuyến có thể ñược chia thành hai

nhóm. Nhóm thứ nhất là các mô hình không xếp mô hình tuyến tính vào một dạng

ñặc biệt của mô hình phi tuyến. Nhóm thứ hai gắn với một số mô hình quen thuộc,

nó bao trùm cả mô hình tuyến tính. Mô hình hồi quy hoán chuyển, các mô hình

dạng hoán chuyển Markov, và mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn là những ví dụ cho

nhóm mô hình này. Các nhà nghiên cứu quan tâm tới việc áp dụng các mô hình này

có thể lựa chọn mô hình tuyến tính làm xuất phát ñiểm và sau ñó xem xét dạng phi

tuyến mở rộng nếu chúng tỏ ra là cần thiết. Do vậy, chương một của luận án sẽ trình

bày cơ sở lý thuyết về mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn, quy trình mô hình hóa

STR của nó bao gồm: chỉ ñịnh, ước lượng và ñánh giá. Và ñể làm rõ hơn vấn ñề lý

thuyết và khả năng ứng dụng của lớp mô hình trên trong thực tế, thì tiếp theo luận

án sẽ trình bày tổng quan tình hình nghiên cứu về ứng dụng mô hình chuỗi thời gian

chuyển tiếp trơn trên thế giới.

1.1. Cơ sở lý thuyết mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn

Trong phần cơ sở lý thuyết này, tác giả sẽ không trình bày lại các mô hình

tuyến tính mà chỉ trình bày tóm tắt ngắn gọn về mô hình chuyển tiếp trơn (STR) dạng

chuẩn, và các trường hợp ñặc biệt của nó cùng với quy trình mô hình hóa của STR.

1.1.1. Mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR)

Mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) là một trong các dạng của mô hình

hồi quy chuỗi thời gian phi tuyến, ñược ñề xuất bởi Bacon và Watts (1971) [21]

dựa trên sự phát triển từ mô hình hồi quy hoán chuyển mà Quandt (1958) [64] ñã

ñưa ra trước ñó, và gần ñây việc áp dụng lớp mô hình STR ñược rất nhiều nhà

nghiên cứu quan tâm ñến và ñánh giá lại, trong ñó ñáng kể nhất là các nghiên cứu

của Granger và Terasvirta (1996) [43], Terasvirta (1998) [72]. Trong một nghiên

cứu mới nhất về mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn STR, Terasvirta [73] ñã ñưa ra

dạng chuẩn tổng quát về lớp của mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) này, dạng

)

1, 2,...,

(1.1)

g x G c s , ( , t

chuẩn tổng quát của nó ñược biễu diễn dưới dạng:

Trong ñó, 1

tw ' )’ là một véc tơ các biến giải thích bao gồm: các trễ của biến

(i) xt = ( tz ' ,

, y

nội sinh và các biến ngoại sinh;

( w

w ' )

- t p

( 1, y , - t 1

)

(ii) , và là các véc tơ của các biến

(

)

(

)

ngoại sinh;

p p , 0

q q , 0 1

q m

(iii) và là các ((m+1)×1) véc tơ tham

số, với m = p+ k;

1G£

(iv) ut là sai số tuân theo quy luật phân phối chuẩn;

), hàm (v) G(γ, c, st) là một hàm của biến chuyển tiếp st và bị chặn ( 0

số này liên tục tại mọi vị trí trong không gian tham số với mọi giá trị của st, trong ñó

γ là tham số (ñộ dốc) chỉ tốc ñộ của hàm chuyển tiếp, và c = (c1, …, ck)’ là véc tơ

các tham số vị trí (tham số ngưỡng) thỏa mãn: c1 ≤ … ≤ ck và tham số ngưỡng này

1 Dấu ‘ trên ñầu mỗi ký tự π, θ, z, w…trong biểu thức (1.1) là các ma trận chuyển vị của

các ma trận tương ứng π, θ, z, w.

cho biết vị trí mà quá trình chuyển tiếp có thể xảy ra.

Bằng cách biến ñổi toán học, ta có thể viết lại phương trình (1.1) dưới dạng

g x G c s , ( ,

)

g G c s q , ( ,

1, 2,...,

(1.2)

{ p

} ) '

khác là:

Với cách biễu diễn ở dạng (1.2), cho thấy ứng với mỗi giá trị của st sẽ cho tương

q G , c, s

ứng một giá trị xác ñịnh của hàm chuyển tiếp G( γ, c, st ) chính vì thế mô hình STR

( g

có thể xem là một mô hình tuyến tính có các hệ số { } biến ñổi theo

thời gian ngẫu nhiên.

Theo cách biễu diễn ở dạng chuẩn tổng quát (1.1) thì ta có thể xem mô hình

STR như là một mô hình hồi quy hoán chuyển hai cơ chế ứng theo hai giá trị cực trị

của hàm chuyển tiếp là G( γ, c, st ) = 0 và G( γ, c, st ) =1. ðể ý rằng, so với mô hình

mà Quandt ñề xuất năm 1958 thì mô hình STR có sự khác biệt hơn ở chỗ nó cho

phép sự thay ñổi giữa hai thời kỳ trong cùng một tiến trình là liên tục, ứng với mỗi

giá trị khác nhau của hàm chuyển tiếp G( γ, c, st ) nằm trong khoảng (0, 1).

Người ta có thể dùng bất kỳ hàm khả vi liên tục nào làm hàm chuyển tiếp

g ( , c, s ) t

, s , c t

miễn là nó thỏa mãn ñiều kiện: . Tuy nhiên, trong

thực nghiệm người ta thường hay lựa chọn dạng hàm chuyển tiếp có dạng là: hàm

logistic, hàm mũ.

1.1.2. Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn là hàm logistic tổng quát (LSTR)

g G c s , ( ,

)

exp

...

(1.3)

( s

c 1

c , k

æ ç 1 ç ç ç è

ì ï ï í ï ï î

- ö ü ï ÷ ï ) ÷ ý÷ ÷ ï ø ï þ

Nếu hàm chuyển tiếp trong biểu thức (1.1) có dạng là hàm logistic tổng quát:

Khi ñó, các phương trình (1.1) và (1.3) cùng nhau xác ñịnh mô hình STR logistic

)

g x G c s , ( , t

(1.4)

ïïïïïïí

g G c s , ( ,

)

exp

( s

æ ç 1 ç ç ç è

ì ï ï í ï ï î

- ö ü ï ÷ ï ) ÷ ý÷ ÷ ï ø ï þ

ï ï ï ï ï ïî

(LSTR):

g G c s q , ( ,

)

Các lựa chọn phổ biến nhất của K là K = 1 và K = 2.

- ðối với K = 1 các tham số thay ñổi ñơn ñiệu và là một hàm

của st từ π tới π +θ. Khi ñó, mô hình thu ñược gọi là LSTR1 sẽ có một ngưỡng duy

g G c s q , ( ,

)

nhất và cho thấy quá trình chuyển giữa hai trạng thái là ñơn ñiệu.

- ðối với K = 2 các tham số thay ñổi ñơn ñiệu xung quanh

ñiểm giữa (c1 + c2)/2, tại ñó hàm logistic ñạt giá trị cực tiểu, giá trị cực tiểu nằm

giữa 0 và 1/2. Khi ñó, mô hình ñược gọi là LSTR2 sẽ có hai ngưỡng, một ngưỡng

1.1.2.1. Mô hình LSTR1

phía trên và một ngưỡng phía dưới giữa hai trạng thái.

(1.5)

g G ( , c, s ) t

K= 1

1 g

exp

{ -

, } )

( ts

Với K =1, hàm chuyển tiếp (1.3) trở thành:

Tham số c trong (1.5) ñược giải thích là ngưỡng giữa hai thời kỳ, hàm GK=1

0, 5

là một hàm ñơn ñiệu tăng từ 0 ñến 1 theo biến chuyển tiếp st.

g K= 1G ( , c, c)

, có thể nói rằng tham số vị trí c ñại diện Khi st = c, thì hàm

= . 1

G 1 = K

lim ® - ¥

lim ® + ¥

và cho các ñiểm chuyển tiếp giữa hai thời kỳ với

Hình 1.1. ðồ thị của hàm LSTR1 với c = 1

Hình 1.1, cho thấy tốc ñộ của tham số ñộ dốc γ sẽ cho phép quá trình chuyển

tiếp của GK=1 từ 0 ñến 1 diễn ra nhanh như thế nào.

- Với γ = 1 cho thấy quá trình chuyển tiếp của GK=1 từ 0 ñến 1 tương ñối

chậm, với γ = 10 cho thấy quá trình chuyển tiếp diễn ra khá nhanh.

Khi γ = 0, thì hàm GK=1 = 0,5. Trong trường hợp này mô hình (1.1) là một

mô hình hồi quy tuyến tính.

Trong thực nghiệm, mô hình LSTR với K = 1 (LSTR1) có thể mô hình hóa

hành vi bất ñối xứng. Ví dụ, giả sử rằng biến chuyển tiếp st ño lường các giai ñoạn

trong chu kỳ kinh doanh. Khi ñó, mô hình LSTR1 có thể mô tả tính chất của chúng

trong miền tăng trưởng khác với tính chất ñộng trong miền suy thoái, và cho phép

1.1.2.2. Mô hình LSTR2

chuyển tiếp trơn từ thái cực này sang thái cực kia.

(1.6)

g G ( , c , 1

K= 2

, s ) t

c 1

exp

1 -

( s

)( s

{ -

, } )

c 1

Với K = 2, hàm chuyển tiếp logistic (1.3) trở thành:

+ 2

= , và tại ñó hàm logistic ñạt giá trị cực tiểu. Giá trị cực tiểu nằm giữa 0

G 2 = K

lim ® ± ¥

và Rõ ràng, hàm chuyển tiếp G2 ñối xứng quanh ñiểm giữa

và 1/2.

Khi γ → ∞, hàm GK=2 ñạt giá trị bằng 0; Khi c1 = c2 với γ < ∞, thì hàm GK=2

= 0,5. Khi ñó, tham số γ sẽ kiểm soát ñộ dốc và vị trí c1 và c2 của hàm chuyển tiếp.

Hình 1.2. ðồ thị của hàm LSTR2 với c1 = -1, c2 =1

Hình 1.2, mô tả về hàm GK=2 với hai giá trị khác nhau của tham số c1 , c2 là

( , γ

= ) 0,5

c1 = - 1 và c2 = 1.

G c c s 1 t

Khi γ = 0 hàm chuyển tiếp lúc này mô hình LSTR2 trở

thành mô hình hồi quy tuyến tính.

Trong thực nghiệm mô hình LSTR2 (K = 2) rất phù hợp trong những trường

hợp khi mô tả tính chất ñộng cục bộ của quá trình tương tự nhau ứng với giá trị lớn

và nhỏ của st nhưng lại khác khi nó nhận giá trị trung bình ở giữa.

1.1.3. Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn là hàm mũ (ESTR)

Lập luận tương tự như trên, nếu hàm chuyển tiếp trong (1.1) có dạng là hàm

g ( ,

, c s

)

= - 1

exp

(1.7)

( s

2* ) c 1

mũ tổng quát:

{ -

} ,

Khi ñó, các phương trình (1.1) và (1.7) cùng nhau xác ñịnh mô hình hồi quy chuyển

tiếp trơn mũ (ESTR):

)

x G t

(1.8)

g ( ,

, c s

)

= - 1

exp

( s

2* ) c 1

g ( , , c s { -

} ,

ïïïí ï ïïî

1c . Nếu tham

Hàm chuyển tiếp GE là ñơn ñiệu và ñối xứng xung quanh st =

số ñộ dốc γ nhận các giá trị nhỏ và trung bình thì ñồ thị của hàm ESTR sẽ cho hình

dạng khá giống với ñồ thị của của hàm LSTR2, mặc dù giá trị cực tiểu của chúng là

khác nhau.

1c = 0

Hình 1.3. ðồ thị của hàm ESTR với *

Hình 1.2 và hình 1.3 cho thấy cả hai mô hình LSTR2 và ESTR ñều cho phép

tái chuyển ñổi cấu trúc. Tuy nhiên, về mặt trực quan ta có thể nhìn thấy rằng với giá

trị γ lớn, quá trình chuyển tiếp của st từ 1 ñến 0 và trở lại 1 của mô hình ESTR diễn

ra nhanh hơn nhiều so với quá trình chuyển tiếp của mô hình LSTR2 vì quá trình

chuyển tiếp trong LSTR2 thường diễn ra chậm hơn khi mà khoảng trống giữa hai vị

trí c1 và c2 là khá lớn.

Khi γ → ∞ thì (1.1) với (1.7) trở thành tuyến tính, hàm chuyển tiếp GE =0 tại

1c , và GE =1 tại các vị trí còn lại. Do ñó, mô hình ESTR không phải là một xấp

st =

xỉ tốt của mô hình LSTR2 khi γ trong mô hình LSTR2 lớn và khoảng cách của (c2 –

c1 ) không gần bằng 0.

1.1.4. Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR)

Nếu trong biểu thức (1.1), véc tơ xt không chứa bất kỳ một biến nào nằm

trong thành phần của wt mà chỉ chứa các trễ của biến nội sinh, tức là véc tơ xt chỉ

(

' )

(

)

, y

)

' , z w t

' t

(1, y , - t 1

- t p

chứa:

d m m

max( , ) p q

và biến chuyển tiếp st trong (1.1) có dạng:

st = yt-d ,

thì mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) chuẩn trở thành mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR) ñơn biến2. Lúc này, dạng ñại số của mô hình tự hồi quy

+ ¼

- t 1

+ ¼

g G c y ( ,

)

(1.9)

q 1

- t 1

q + y p

- t d

( q 0

) ´

chuyển tiếp trơn (STAR) ñơn biến tổng quát ñược viết dưới dạng:

Trong ñó,

tu là sai số tuân theo quy luật phân phối chuẩn;

(i)

(ii) π = (π 0, π1,…, πm)’ và θ = (θ 0, θ 1,…, θ m)’ là các ((m+1)×1) véc tơ tham số;

g G c y ( ,

)

(iii) xt = (1, y t-1, …, y t-p )’ là véc tơ các biến trễ p thời kỳ của biến phụ thuộc yt ;

t d -

(iv) là hàm số liên tục và bị chặn trên (0,1) của chuyển tiếp st = yt-d

Như vây, mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR) là một trường hợp ñặc

biệt của mô hình STR ( khi wt trong biểu thức (1.1) vắng mặt). Cho nên, tùy thuộc

vào dạng hàm chuyển tiếp trơn G mà ta sẽ có các dạng mô hình STAR khác nhau

tương ứng theo các dạng hàm chuyển tiếp khác nhau.

1.1.5. Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTAR)

Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTAR) là mô hình tự hồi quy

2 STAR – viết tắt của cụm từ Smooth Transition Autoregressive Model

chuẩn ñể cho hệ số tự hồi quy là một hàm logistic:

+ ¼

- t 1

+ ¼

g G c y ( ,

)

(1.10)

q 1

- t 1

q + y p

- t d

( q 0

) ´

g G c y ( ,

)

- exp(

( y

- t d

- ) – c )] i

ìïïïïïï ïí ïïïï ïïïî

Dễ thấy rằng, khi γ tiệm cận 0 hoặc vô cùng, giá trị của θ không ñổi thì mô

hình LSTAR trở thành một mô hình AR(p). ðối với các giá trị khác của γ thì mức

ñộ phân rã tự hồi quy phụ thuộc vào giá trị của yt-d như bảng dưới ñây:

Bảng 1.1. Hành vi của yt-d ñối với các giá trị trung gian của y

trong mô hình LSTAR

+ ¼ +

- t 1

- t p

Mô hình LSTAR yt-d G(γ, c, yt-d )

(

)

(

+ ¼ +

q 0

q 1

- t 1

G → 0 yt-d → -∞

G → 1 yt-d → +∞

Hệ số chặn và các hệ số tự hồi quy thay ñổi trơn giữa hai cơ chế khi giá trị

của yt-d thay ñổi. Tương tự như mô hình LSTR, ở mô hình LSTAR cũng có các lựa

chọn phổ biến nhất của K là K =1 hoặc K =2.

1.1.5.1. Mô hình LSTAR 1

g ( ,

, c y

)

LST A R 1 K

- t d

- exp(

1 g

( y

) – c )

Với K =1 hàm logistic trong (1.10) là:

LSTAR K=

Hình 1.4 cho thấy hàm chuyển tiếp của biến yt-d tăng từ 0 ñến 1.

Hình 1.4. ðồ thị của hàm LSTAR1 với K = 1, γ = 0.01, 3, 20 và 50. ðồ thị ứng

)

G c sγ ( , t

1 = . 2

với giá trị thấp nhất của γγγγ nằm gần ñường thẳng

1.1.5.2. Mô hình LSTAR 2:

g ( ,

)

LST A R = 2 k

, c c y 2 1

- t d

exp(

( y

) – c ) i

- Õ g

c 1

Với K = 2 hàm logistic trong (1.10) ñược viết như sau:

LSTAR k

2G =

c+ 2

Hình 1.5 cho thấy hàm chuyển tiếp ñối xứng quanh ñiểm giữa ,

tại ñó hàm logistic nhận ñược giá trị cực tiểu.

)

Hình 1.5. ðồ thị của hàm LSTAR 2 với K = 2, γ = 0.01, 3, 20 và 50. ðồ thị ứng

G c sγ ( , t

1 = . 2

với giá trị thấp nhất của γγγγ nằm gần ñường thẳng

1.1.6. Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn mũ (ESTAR)

Tương tự như mô hình STR với hàm chuyển tiếp là hàm mũ (ESTR), ta cũng

= G 1

- exp[

(1.11)

( y

)2 g – c ] ,

t -d

có mô hình STAR mũ (ESTAR). ðó là (1.9) với hàm chuyển tiếp:

Trong mô hình ESTAR, khi γ tiếp cận ñến 0 hoặc vô cùng, giá trị của

hàm chuyển tiếp G không ñổi và mô hình ESTAR trở thành mô hình AR(p).

Trong các trường hợp còn lại, mô hình sẽ có tính chất phi tuyến. Các hệ số

của mô hình ESTAR ñối xứng quanh ñiểm yt-d = c. Hành vi của yt-d có thể

ñược tóm lược như sau:

Bảng 1.2. Hành vi của yt-d trong mô hình ESTAR

+ ¼ +

- t 1

- t p

G Mô hình ESTAR yt-d

(

)

(

+ ¼ +

q 0

q 1

- t 1

G → 0 yt-d→ c

yt-d→ rời xa c G → 1

Hình 1.6 minh họa cho chuyển tiếp trong mô hình ESTAR ñạt giá trị cực tiểu

tại 0. Vì thế, mô hình ESTAR thường sử dụng thành công trong các chuỗi mô hình

kinh tế vĩ mô, chẳng hạn như tính thay ñổi bất thường của một chuỗi lạm phát.

Hình 1.6. ðồ thị của hàm ESTAR với γ = 0.01, 3, 20 và 50

1.2. Quy trình mô hình hóa LSTR

Do tầm quan trọng của mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTR)

trong thực nghiệm là rất phong phú, trong mục 1.2 này luận án sẽ trình bày quy

trình mô hình hóa mô hình STR với hàm chuyển tiếp có dạng là hàm logistic. ðối

với việc mô hình hóa STR với hàm chuyển tiếp là hàm mũ sẽ không trình bày vì

cách thức ñược thực hiện cũng tương tự. Quy trình mô hình hóa LSTR gồm ba giai

ñoạn như sau:

(i) Thiết lập mô hình hồi quy phi tuyến chuyển tiếp trơn;

(ii) Ước lượng mô hình;

(iii) ðánh giá chất lượng mô hình.

1.2.1. Thiết lập mô hình

Giai ñoạn thiết lập mô hình hồi quy phi tuyến chuyển tiếp trơn ñược tiến

hành theo hai bước. Bước thứ nhất, là chọn lựa một mô hình tuyến tính làm xuất

phát ñiểm ñể thực hiện cho việc phân tích. Bước thứ hai, thực hiện các kiểm ñịnh

tính phi tuyến ñối với mô hình tuyến tính ñược chọn lựa ở bước thứ nhất ñể quyết

ñịnh dạng của STR là LSTR1 hoặc LSTR2.

ðể kiểm ñịnh tính phi tuyến của mô hình tuyến tính ñược lựa chọn ở bước

thứ nhất phải phải tuân theo các chỉ ñịnh của mô hình STR, biến chuyển tiếp st phải

luôn ñược xác ñịnh trước. Do lý thuyết kinh tế thường không nói rõ biến chuyển

, y

tiếp st là biến nào, nên việc xác ñịnh một biến nào ñó trong tập hợp con của các

tw ' )’, với

- t p

( 1, y , - t 1

)

, w

, và thành phần của véc tơ các biến giải thích xt = ( tz ' ,

( w

' )

làm biến chuyển tiếp sẽ ñược thực hiện thông qua các kiểm

ñịnh lần lượt ñược áp dụng cho từng biến nằm trong thành phần của xt.

Có hai khả năng xảy ra trong khi thực hiện việc kiểm ñịnh tính phi tuyến của mô hình tuyến tính ban ñầu. Một là, nếu không bác bỏ giả thuyết gốc3 thì người xây

3 Giả thiết gốc là giả thiết mô hình không có tính phi tuyến

dựng mô hình phải chấp nhận mô hình tuyến tính và không thực hiện với các mô

hình STR nữa. Hai là, nếu kết quả kiểm ñịnh bác bỏ các giả thuyết gốc thì mô hình

STR nào có sự bác bỏ mạnh nhất ño bằng giá trị xác suất (p-value), sẽ ñược chọn

1.2.1.1. Kiểm ñịnh tính tuyến tính dựa theo chỉ ñịnh của mô hình STR

làm mô hình STR cần ước lượng.

(1.12)

g x G c s , ( ,

)

Xét mô hình hồi quy STR chuẩn (1.1):

g G c s , ( ,

)

exp

(1.13)

( s

{ -

( 1

) } )

với hàm chuyển tiếp logistic bậc 1:

Việc thực hiện kiểm ñịnh tính tuyến tính ñối với mô hình (1.12) ñã ñược

Luukkonen (1998a) [55] ñề xuất nên thay thế hàm chuyển tiếp G (γ, c, st) trong

phương trình (1.13) bằng một hàm xấp xỉ Taylor bậc 3 xuanh quanh giả thiết gốc γ

= 0.

Giả sử, biến chuyển tiếp st là một thành phần trong tập hợp các biến giải

tw ' )’ ñã ñược xác ñịnh. Khai triển Taylor bậc 3 xung quanh giả thiết

thích xt = ( tz ' ,

gốc γ = 0 của hàm chuyển tiếp G (γ, c, st), ta thu ñược hàm xấp xỉ như sau:

T = a0 + a1st +a2st+a3st + R3(γ, c, st) (1.14)

Theo cách mà Luukkonen ñề xuất, ta thay (1.14) vào (1.12), sau khi lấy lại

+ +

1,...,

(1.15)

y t

β 0

x t

' β 1

1 x s t t

' β 2

2 x s t t

' β 3

3 x s t t

* t

' ) θ

c sγ ,

tham số ta thu ñược hồi quy phụ như sau:

* u t

u t

3 ( , R γ

c s , t

x t

R 3 ( ,

trong ñó, với là phần dư của khai triển Taylor bậc 3

0, (

1, 2,3)

của hàm chuyển tiếp.

β ≠ j

Nếu trong mô hình (1.15) có ít nhất một trong các hệ số thì

ñây là bằng chứng ñể cho rằng mô hình (1.12) có hiện tượng phi tuyến. Như vậy,

thay vì thực hiện việc kiểm ñịnh tính phi tuyến ñối với mô hình ban ñầu ñã lựa chọn

bằng cách kiểm ñịnh giả thuyết gốc của (1.12) là:

H H

g g

: :

= >

0 0

H H

q q

: :

= ¹

0 0

' 1

ì ïïí ïïî

hoặc

= = = 0

thì theo phương pháp mà Luukkonen, ta chỉ cần kiểm ñịnh cặp giả thiết:

β β β 3 +

≠

'' H : 0 '' H : 1

1 2 β β β + 3

2 1

  

(1.16)

ðể kiểm ñịnh cặp giả thiết dạng (1.16), ta có thể sử dụng kiểm ñịnh LM-test tuân theo quy luật phân phối χ2 với 3(m+1) bậc tự do, và giá trị quan sát của thống kê

( T SSR

SSR

)

- 0 SSR

LM-test ñược tính bởi công thức:

Trong ñó, các ký hiệu SSR0, SSR1 ñược xác ñịnh theo cách như sau:

u 2 ˆ t

là tổng bình phương các phần dư thu ñược, sau khi ta thực SSR0 =

hiện hồi quy yt theo xt.

u *2 ˆ t

là tổng bình phương các phần dư thu ñược, khi ta thực hiện SSR1 =

hồi quy phụ từ phương trình (1.15)

( T SSR

SSR

)

(3(

1))

- 0 SSR

Từ giá trị quan sát tính ñược ở trên, nếu:

thì giả thuyết H0 sẽ bị bác bỏ, trong trường hợp ngược lại, chưa có ñủ cơ sở ñể

bác bỏ H0 (với mức ý nghĩa α). Tuy nhiên, Luukkonen lại cho rằng các kiểm ñịnh theo phân phối χ2 có hạn chế là, nếu trường hợp cỡ mẫu là “lớn” thì thống

kê LM-test có thể cho kết quả ñáng tin cậy. Nhưng trong trường hợp cỡ mẫu là

“nhỏ” hoặc “vừa” thì thống kê LM-test có thể bị sai chệch. Vì vậy, Luukkonen

ñã dùng thống kê F ñể thay thế cho thống kê LM, và thống kê F này có số bậc tự

do là 3(m+1) và T-4(m-1).

F qs

+ 1))

( T SSR SSR

SSR - - / ( T

m ) / 3( 1 + 4( m

Giá trị quan sát của thống kê F là:

(3(

1),

1))

F qs

( T SSR SSR

- SSR - / ( T

) / 3( m 1 + 4( m

+ 1))

Khi ñó, nếu

1.2.1.2. Lựa chọn dạng của mô hình STR logistic (LSTR)

thì giả thiết H0 sẽ bị bác bỏ, trong trường hợp ngược lại, chưa có ñủ cơ sở ñể bác bỏ H0.

Sau khi thực hiện các kiểm ñịnh ñối với mô hình (1.12) xem nó có dạng

tuyến tính hay phi tuyến. Nếu kết quả kiểm ñịnh cho thấy mô hình (1.12) có dạng

phi tuyến thì bước tiếp theo là chọn dạng của mô hình LSTR.

Việc lựa chọn dạng của mô hình LSTR có thể dựa trên kết quả kiểm ñinh của

hàm hồi quy (1.15). Cách chọn lựa dạng mô hình LSTR mà Teräsvirta (2004) ñề

xuất dựa trên trật tự của các kiểm ñịnh:

(i). Kiểm ñịnh giả thuyết gốc H04: β3 = 0 trong (1.10);

(ii). Kiểm ñịnh H03: β2 = 0|β3 = 0;

(iii). Kiểm ñịnh H02: β1 = 0| β2 = β3 = 0.

Cả 3 giả thiết trên ñều ñược kiểm ñịnh theo kiểm ñịnh F (F-test) và chúng có

tên kết quả tương ứng ñược kí hiệu là F4, F3 và F2.

Nếu kiểm ñịnh H03 có mức ñộ bác bỏ mạnh nhất dựa trên giá trị xác suất (p-

value) thì khuyên nên chọn LSTR2 hoặc mô hình ESTR. Trong các trường hợp còn lại, chọn LSTR14. Với trường hợp, kiểm ñịnh H03 có mức ñộ bác bỏ mạnh nhất thì

có hai lựa chọn xảy ra là: LSTR2 hoặc ESTR. Trong thực hành, người ta thường

chọn mô hình LSTR2 và bổ sung thêm một cặp kiểm ñịnh giả thuyết là:

H0: c1 = c2; H1: c1 ≠ c2

Nếu chấp nhận giả thuyết bổ sung H0 ta chọn mô hình LSTR2, còn trường

là: 0,05 hoặc 0,01; do ñó chúng ta phải dùng tới mức ñộ bác bỏ mạnh nhất.

hợp bị bác bỏ H0 chọn mô hình ESTR. 4 Vì cả ba giả thuyết H03, H04 và H02 có thể ñồng thời bị bác bỏ ở mức ý nghĩa truyền thống

1.2.2. Ước lượng các tham số của mô hình LSTR

Sau khi xác ñịnh ñược biến chuyển tiếp và dạng của mô hình STR thì bước

tiếp theo trong quy trình mô hình hóa STR là ước lượng các tham số trong mô hình

(1.12). Các tham số trong mô hình STR (1.12) ñược ước lượng theo phương pháp

bình phương nhỏ nhất phi tuyến ( NLS).

( F x

F = )

g x G c s , ( ,

)

(

F = )

( y

( F x

q , ))

Q T

1 2

ðặt

(1.17)

( F x

F + )

1,...,

Với cách ñặt trên thì hàm (1.12) có thể viết lại ở dạng:

F =

(

' p q g ,

, ) c

Theo phương pháp bình phương nhỏ nhất phi tuyến (NLS), cần ước lượng giá trị

ˆ F =

( y

( F x

2 F ® ))

min

(1.18)

trong (1.17) sao cho:

ðể ước lượng ñược các tham số π, θ trong hàm (1.18), trước hết cần phải tìm

giá trị ban ñầu của của γ và c. Leybourne (1998) [53] ñã chỉ ra một cách ñơn giản

ñể tìm giá trị ban ñầu tốt nhất cho thuật toán NLS như sau. Khi γ và c trong hàm

chuyển tiếp (1.13) là cố ñịnh thì mô hình STR là tuyến tính. Khi ñó, các tham số π,

θ có thể ước lượng theo phương pháp bình phương nhỏ nhất, và sẽ tính ñược tổng

bình phương của phần dư trong (1.18) một cách dễ dàng.

1.2.3. Kiểm ñịnh thu hẹp mô hình

Cũng giống như trong các mô hình tuyến tính, một hàm hồi phi tuyến quy

phù hợp không có nghĩa là tất cả các biến ñộc lập ñều cùng giải thích cho biến phu

thuộc, mà chỉ cần có ít nhất một biến ñộc lập có giải thích. Do ñó, hàm hồi quy phi

tuyến phù hợp chưa phải là ñiều kiện ñủ ñể chỉ ra tất cả các biến ñộc lập ñều giải

thích cho biến phụ thuộc. Vì thế, sau khi ñã ước lượng mô hình, chúng ta phải xem

xét mô hình ñã thích hợp chưa. Các kiểm ñịnh phải ñược tiến hành. Trước hết, ta

cần loại bỏ dần các biến ñộc lập mà hệ số ước lượng của nó có xác suất bác bỏ cao

nhất, ñi ñến mô hình thích hợp. Khác với mô hình tuyến tính, trong mô hình hồi quy

chuyển tiếp trơn muốn loại bỏ ñi một thành phần trong xt như xjt chẳng hạn ñòi hỏi

phải thực hiện thông qua các ràng buộc πj = θj = 0.

Các loại ràng buộc ñó có thể là:

- πj = 0, tham số tương ứng sẽ không xuất hiện nếu G(γ, c, st) = 0;

- πj = - θj, tham số tương ứng sẽ không xuất hiện nếu G(γ, c, st) =1;

- θj = 0 , các biến chỉ xuất hiện ở phần tuyến tính.

1.2.4. ðánh giá chất lượng mô hình bằng các kiểm ñịnh

Trong quy trình mô hình hóa STR, việc ñánh giá chất lượng của mô hình

STR là giai ñoạn cuối cùng, và cũng giống như mô hình tuyến tính, một mô hình

phi tuyến STR thu ñược sau khi ước lượng xong các tham số thì cần phải ñem ñi

kiểm ñịnh. Mục ñích của việc kiểm ñịnh này là ñể kiểm tra xem mô hình STR thu

ñược có bị khuyết tật hay không, ñể từ ñó ñánh giá ñộ tin cậy của nó. Các kiểm ñịnh

khuyết tật trong mô hình STR thường quan tâm là:

(i). Kiểm ñịnh không có tự tương quan;

1.2.3.1. Kiểm ñịnh không có tự tương quan

(ii). Kiểm ñịnh không có thành phần phi tuyến bị bỏ sót.

Trước khi kiểm ñịnh không có tự tương quan cho mô hình STR. Ta cần quan

tâm ñến bổ ñề của Godfrey sau:

Bổ ñề 1. (Godfrey (1988))

Giả sử, rằng M(zt ; ψ) là một hàm khả vi hai lần liên tục theo các tham số tại

mọi vị trí trong miền không gian mẫu và:

yt = M(zt ; ψ) + ut , t = 1, …, T (1.19)

trong ñó, ut = α’vt + εt với α = (α1,…, αq )’, vt = (ut-1, …, ut-q )’ và εt ∼ iid N(0, σ2).

Giả thuyết gốc là không có tự tương quan bậc q nếu α = 0.

Áp dụng bổ ñề Godfrey, giả sử mô hình STR có dạng (1.12) thỏa mãn các

g x G c s , ( ,

)

1,...,

ñiều kiện γ <∞:

tuˆ , hồi quy phụ

tuˆ theo các

ˆ u

,...,

ˆ u

Hồi quy phương trình trên thu ñược phần dư là

- t q

ˆ u

...

ˆ u 1

ˆ u 2

ˆ u q t q

e t

trễ của nó là :

ðể kiểm ñịnh hiện tượng tự tương quan cho mô hình STR, thống kê kiểm

...

2 q

2 2

2 1

ïïïí ï ïïî

ñịnh F thường ñược sử dụng ñể kiểm ñịnh cặp giả thuyết:

LMF =

{(SSR - SSR )/q} {SSR /(T - n - q)}

Với giá trị quan sát của thống kê kiểm ñịnh bằng:

trong ñó, n là số các tham số trong mô hình, SSR0 là tổng của bình phương phần dư

1.2.3.2. Kiểm ñịnh không còn thành phần phi tuyến bị bỏ sót

của mô hình STR và SSR1 là tổng các phần dư bình phương của hồi quy phụ.

Sau khi kiểm ñịnh tính tự tương quan của mô hình STR xong thì việc quan

trọng tiếp theo cần ñặt ra là liệu có yếu tố phi tuyến nào bị bỏ sót hay không. ðể

xem xét vấn ñề này, trong STR người ta xét hồi quy bổ trợ sau:

yt = π’xt + θ’xt G(γ1, c1, s1t ) + φ’xt H(γ2, c2, s2t) + ut, (1.20)

trong ñó, H(γ2, c2, s2t) là một hàm chuyển tiếp khác của dạng (1.13), ut ∼ iid N(0,

σ2).

ðể thực hiện kiểm ñịnh không còn thành phần phi tuyến nào bị bỏ sót, hàm

chuyển tiếp H(γ2, c2, s2t) ñược thay thế bằng một hàm ñược khai triển theo Taylor

(1.21)

y t

x t

x s t

* u t

β 0

G( θ γ t 1

, c , s )+ 1t

' β 1

' β 2

2 x s 2 t t

' β 3

3 2 t

bậc ba của hàm H(γ2, c2, s2t) xung quanh γ2 = 0. Sau khi, lấy lại các hệ số tham số thì mô hình (1.20) trở thành:

' ) ϕ

. Với

* t

u t

x t

R 3

( γ 2

c s , 2 2

R 3

γ ( 2

c s , 2 2

trong ñó, là phần dư của khai triển Taylor

bậc 3 của hàm chuyển tiếp H(γ2, c2, s2t). Giả thuyết gốc trong (1.20) là:

H0: β1 = β2 = β3 = 0

Lúc này, kiểm ñịnh F ñược sử dụng giống như trường hợp kiểm tính tính tuyến tính.

1.3. Tổng quan về nghiên cứu mô hình chuỗi thời gian chuyển tiếp trơn

trên thế giới

1.3.1. Tình hình nghiên cứu ở nước ngoài và trong nước về lạm phát

1.3.1.1. Các nghiên cứu lạm phát ở nước ngoài

Dựa theo những lý thuyết ñã có về lạm phát, các nghiên cứu thực nghiệm

nhằm giải thích những biến ñộng của lạm phát của từng nước cụ thể ngày càng sâu

và rộng. ðặc biệt, có nhiều nghiên cứu sâu sắc về vấn nạn lạm phát ở các nước ñang

phát triển nơi mà hệ thống tài chính chưa hoàn thiện và tồn tại nhiều bế tắc về cơ

cấu. Với nhiều cách tiếp cận khác nhau, các nghiên cứu thực nghiệm từ 1990 cho

ñến nay cho thấy rằng cách tiếp cận truyền thống ñối với các nhân tố quyết ñịnh lạm

phát ở các nước ñang phát triển là không còn phù hợp, có thể là do các chính sách

không phù hợp hoặc do tính thay ñổi liên tục của Chính phủ, chênh lệch về năng

suất lao ñộng ở các khu vực của nền kinh tế, việc tăng lương, cung lương thực thực

phẩm thiếu co giãn, các hạn chế về ngoại hối cũng như những hạn chế về ngân sách.

Một số nghiên cứu ñiển hình gần ñây về các nhân tố quyết ñịnh lạm phát trong một

quốc gia có nền kinh tế nhỏ và mở và ñang trong giai ñoạn chuyển ñổi, với những

bằng chứng thiết thực về lý thuyết cũng như thực nghiệm ñều thừa nhận rằng xuất

hiện tính phi tuyến trong dãy số liệu chuỗi thời gian giữa quan hệ giữa sản lượng

ñầu ra và lạm phát, dựa vào mô hình ñường cong Phillips phi tuyến. Sau ñây, là một

số các nghiên cứu ñiển hình về lạm phát ở một số nước trên thế giới bằng mô hình

chuỗi thời gian phi tuyến.

Dolado, Ramon và Naveira [35] nghiên cứu các tác ñộng của một ñường

cong Phillips phi tuyến ñể phân tích và tìm ra nguồn gốc của các quy tắc chính sách

tiền tệ tối ưu của các nước: ðức, Pháp, Tây Ban Nha và Mỹ. Kết quả ước lượng cho

thấy rằng quy tắc ñể chính sách tiền tệ ñạt tối ưu là phi tuyến. Từ kết quả nghiên

cứu thực nghiệm trên, các tác giả chỉ ra bằng chứng có tính phi tuyến trong các thủ

tục hoạt ñộng tại các ngân hàng trung ương Châu Âu khi thiết lập một tỷ lệ lãi suất

ngắn hạn ñể kiểm soát chính sách tiền tệ.

Kết quả nghiên cứu thực nghiệm về mối liên hệ giữa lạm phát và tăng trưởng

của Malaysia trong giai ñoạn 1970-2005, các tác giả Qaiser Munir, Kasim Mansur

và Fumitaka Furuoka [62] cho thấy giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế ở Malaysia

có tính phi tuyến trong suốt thời kỳ nghiên cứu. Từ kết quả thực nghiệm của mô

hình tự hồi quy phi tuyến (TAR), các tác giả ñã chỉ ra ngưỡng lạm phát là 3,89% và

kết luận rằng tăng trưởng kinh tế ổn ñịnh chỉ khi lạm phát ñược duy trì dưới ngưỡng

cho phép là 3,89%. Qua ñó, các tác giả có ñề xuất kiến nghị với Ngân hàng Trung

ương Malaysia trong khi thực hiện các chính sách tiền tệ nên duy trì mức ổn ñịnh

lạm phát dưới ngưỡng 3,89% ñể kích thích tăng trưởng.

Mở rộng nghiên cứu của Svensson (1997) [67] về lạm phát mục tiêu ở Châu

Âu, Schaling [60] ñã sử dụng mô hình chuỗi thời gian phi tuyến ñể mô tả lạm phát

mục tiêu bằng ñường cong lồi Phillips, trong ñó kết quả nhấn mạnh rằng nguyên

nhân lạm phát do tổng cầu và ñộ lệch dương của tổng cầu từ sản lượng tiềm năng

gây lạm phát cao hơn so với ñộ lệch âm của tổng cầu có tác dụng là chống lạm phát.

Kết quả nghiên cứu về lạm phát của khu vực Châu âu và Úc do Mayes và

Viren [58] cho giai ñoạn 1987-2001 bằng mô hình phi tuyến, hệ quả của chính sách

tiền tệ ñơn ñộc khi mà các quan hệ kinh tế chủ yếu là phi tuyến hoặc bất ñối xứng ở

mức ñộ phân tán. Với dữ liệu của EU và các quốc gia thuộc tổ chức hợp tác & phát

triển kinh tế (OECDs), kết quả cho thấy rằng có tính chất phi tuyến cũng như tính

chất bất ñối xứng xảy ra ở các ñường cong Phillips và Luật Okun. Thất nghiệp cao

chỉ ảnh hưởng tương ñối hạn chế trong việc cắt giảm lạm phát, trong khi ñó tỷ lệ

thất nghiệp thấp lại ảnh hưởng nhiều ñến việc tăng tỷ lệ lạm phát.

ðể xem xét ñộ lệch của sản lượng tiềm năng từ mô hình ñường cong Phillips

tuyến tính của Úc, Huh [48] sử dụng một mô hình véc tơ tự hồi quy (VAR) của sản

lượng, lạm phát, và bổ sung vào yếu tố thương mại với mô hình chỉ ñịnh là tự hồi

quy chuyển tiếp trơn logistic. Kết quả thực nghiệm cho thấy rằng mô hình nắm bắt

ñược các tính năng khi có phi tuyến xuất hiện trong dữ liệu rất rõ. Dựa trên phương

pháp xấp xỉ phi tuyến, các chi phí ñầu ra cho việc giảm lạm phát ñược tìm thấy là

khác nhau, phụ thuộc rất nhiều vào tình trạng của nền kinh tế, mục tiêu lạm phát, và

cho dù các nhà hoạch ñịnh chính sách tìm cách giảm phát hoặc ngăn chặn lạm phát

tăng cao. ðiều này ngụ ý rằng, các kết luận dựa trên ñường cong Phillips tuyến tính

thông thường sẽ cung cấp các tín hiệu sai lệch về chi phí của việc giảm lạm phát

cũng như quan ñiểm chính sách phù hợp.

Böhm [29] cũng sử dụng cách tiếp cận mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn.

Trong phương trình diễn ñạt về lạm phát của Áo, bao gồm mô tả những tính năng

nổi bật của cung và cầu, Böhm phát hiện ra khả năng chỉ ñịnh của các mô hình

STAR. Tính chất phi tuyến và bất ñối xứng ñược tìm thấy trong các thành phần có

liên quan trong phương trình lạm phát ở Áo, và sự thay ñổi trong tỷ lệ thất nghiệp

ñược chứng minh là có tác ñộng lớn hơn về lạm phát trong thời kỳ giá cả biến

ñộng tăng.

Kavkler và Böhm [46] nghiên cứu một mô hình nổi tiếng của lý thuyết lạm

phát tiền tệ mà có thể ñược ñặc trưng trong ngắn hạn bởi một phương trình mô tả hệ

thống tiền tệ bổ sung vào ñường cong Phillips và Luật Okun của nước ðức. Các

công cụ cơ bản ñể xác ñịnh và ước lượng các phương trình mô hình ñều tiếp cận

theo hồi quy chuyển tiếp trơn. Các phản ứng chính sách bất ñối xứng có thể ñược

bắt nguồn từ các kết quả mô phỏng cho hệ thống ước lượng phi tuyến này. Kết quả

nghiên cứu cho thấy, trong thời gian nghiên cứu sự gia tăng ñáng kể trong tỷ lệ thất

nghiệp, cho biết những thay ñổi ñáng kể trong cấu trúc trong nền kinh tế (bao gồm

cả việc thống nhất nước ðức). Những thay ñổi trong chức năng chuyển ñổi khá chặt

chẽ theo cùng với sự gia tăng lớn trong tỷ lệ thất nghiệp, phản ánh sự phá vỡ cấu

trúc như việc thống nhất nước ðức, các cú sốc dầu, và các chính sách hạn chế tiền

tệ của thập niên tám mươi.

Nghiên cứu của Gregoriou [43] về việc mô hình hóa khoảng chênh lạm phát

so với mục tiêu trong một mẫu gồm 5 quốc gia OECD có sử dụng cơ chế lạm phát

mục tiêu trong thập niên 1990 ñã cho thấy bằng chứng khá mạnh về tính chất phi

tuyến trong quá trình ñiều chỉnh ñối với 5 quốc gia trong mẫu. Những khoảng

chênh lạm phát ñược phân loại là các mô hình ESTAR trong tất cả các nước. Các

mô hình ESTAR ước lượng ñược vượt qua ñược tất cả các kiểm ñịnh và phản

ánh tương ñối ñúng ñắn về tính chất phi tuyến tìm thấy trong chuỗi khoảng

chênh của lạm phát so với mục tiêu. Kết quả ước lượng mô hình ESTAR mà

Gregoriou thực hiện cho 5 quốc gia thuộc nhóm OECD là: Anh, Úc, New

Zealand, Canada, Thụy ðiển cho thấy, trong tất cả các trường hợp nước Anh là

nước có tốc ñộ ñiều chỉnh về lạm phát mục tiêu cao nhất so với các quốc gia còn lại, hệ số ñiều chỉnh là c = 0,435 và ñây cũng chính là quốc gia thành công nhất với cơ

chế lạm phát mục tiêu xét trên tiêu chí khoảng chênh lạm phát bình quân so với mục

tiêu gần như bằng không. Các quốc gia ñặt ra mục tiêu quá thấp (Anh, Úc, New

Zealand) có ñộng cơ áp dụng các chính sách chủ ñộng ñể kiểm soát lạm phát và dẫn

tới việc thu hẹp khoảng chênh lệch này tương ñối nhanh, ngược lại những nước ñặt

ra mục tiêu quá cao (Canada và Thụy ðiển) thì có tốc ñộ ñiều chỉnh chậm hơn do ít

chịu áp lực về kiểm soát lạm phát do lạm phát liên tục thấp hơn so với mục tiêu. Do

vậy, dù rằng mục tiêu có tính chất ñối xứng tại mọi quốc gia ñể sao cho khoảng

chênh “cao hơn” hoặc “ thấp hơn” so với mục tiêu cần ñược xem xét giống như

nhau, nhưng có lẽ việc ñánh giá “quá cao” hoặc “quá thấp” mục tiêu sẽ ảnh hưởng

tới tốc ñộ ñiều chỉnh thời kỳ tiếp theo.

Tóm lại, kết quả thực nghiệm của Gregoriou cho thấy tốc ñộ ñiều chỉnh

về mục tiêu của các nước là không giống nhau. Trong khi Anh, Úc, và New

Zealand có tốc ñộ ñiều chỉnh về mục tiêu khá nhanh thì Canada và Thụy ðiển

lại có tốc ñộ ñiều chỉnh về lạm phát mục tiêu chậm hơn. Với bằng chứng từ

thực nghiệm, Gregoriou ñã ñi ñến là quá trình ñiều chỉnh tại các quốc gia mà

ñánh giá quá thấp mục tiêu diễn ra nhanh gần gấp hai lần so với tại các quốc

Canada (c=0,242) thì quá trình ñiều chỉnh về lạm phát mục tiêu diễn ra tương ñối chậm.

gia ñánh giá quá cao mục tiêu. 5 Kế tiếp theo là Úc (c=0,427), New Zealand (c=0,401) còn Thụy ðiển (c=0,256) và

1.3.1.2. Các nghiên cứu lạm phát ở Việt Nam

Vì lạm phát là một trong những chủ ñề ñược thảo luận nhiều trong thời gian

qua nên có rất nhiều các nghiên cứu về lạm phát ở Việt Nam ñược thực hiện trong

thời gian qua. Trong một nghiên cứu công bố [13], các tác giả ñã tổng quan những

nghiên cứu trước ñó về các nhân tố quyết ñịnh ñến lạm phát ở Việt Nam, kết quả

tổng quan cho thấy:

1. Hầu hết các nghiên cứu chỉ lấy giá dầu quốc tế (và ñôi khi giá gạo quốc tế)

làm ñại diện cho các nhân tố cung, bỏ qua các nhân tố khác như chi phí sản xuất,

giá ñôn và các yếu tố cứng nhắc khác.

2. Hầu hết các nghiên cứu với số liệu cập nhật chỉ ñến cuối năm 2008 ñều lạc

hậu về số liệu và do ñó không tính ñến những lần lạm phát gia tăng gần ñây cũng

như cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới 2008-2009 ñã dẫn ñến một loạt những thay

ñổi trong môi trường và chính sách vĩ mô.

3. Các kết quả nghiên cứu thực nghiệm về vai trò của tiền tệ là trái ngược

nhau có thể là do các giai ñoạn nghiên cứu khác nhau, tần suất của số liệu khác

nhau và phương pháp ước lượng khác nhau.

4. Mặt khác, các nghiên cứu ñều khá ñồng nhất về vai trò quan trọng của lạm phát

trong quá khứ ñối với lạm phát hiện tại và vai trò rất nhỏ của tỷ giá và giá cả quốc tế.

Các nhược ñiểm trên ñã ñược Nguyễn Thị Thu Hằng và cộng sự [13] khắc

phục khi xây dựng mô hình VECM mở rộng gồm ba kênh truyền tải: kênh ngang giá

sức mua (PPP), kênh tổng cầu (AD) và kênh tổng cung (AS). Kết quả ước lượng

ñược từ mô hình VECM mở rộng cho thấy nguồn gốc gây lạm phát ở Việt Nam trong

thời kỳ nghiên cứu: (1). Quán tính lạm phát của Việt Nam là cao và là một nhân tố

quan trọng quyết ñịnh lạm phát của Việt Nam trong hiện tại. (2). Tốc ñộ ñiều chỉnh

trên thị trường tiền tệ và thị trường ngoại hối là rất thấp, hàm ý kiểm soát lạm phát

một cách có hiệu quả là rất khó một khi nó ñã bắt ñầu tăng lên. (3). Mức chuyển tỷ

giá vào lạm phát là ñáng kể trong ngắn hạn với việc phá giá dẫn ñến giá cả tăng lên

trong khi thâm hụt ngân sách cộng dồn không có ảnh hưởng nhiều ñến lạm phát. (4).

Cung tiền vài lãi suất có tác ñộng ñến lạm phát nhưng với ñộ trễ và mức chuyển trong

ngắn hạn của giá quốc tế ñến giá nội ñịa cũng có vai trò nhất ñịnh.

ðể nghiên cứu lạm phát ở Việt Nam giai ñoạn 2000-2011, ðặng Huyền Linh

[2] ñã xây dựng mô hình ñường cong Philipps phân tích cho mối quan hệ giữa tăng

trưởng và lạm phát. Các biến trong mô hình ñường Phillips này gồm: chỉ số giảm

phát GDP làm ñại diện cho mức ñộ gia tăng của giá cả hàng hóa và dịch vụ; chênh

lệch giữa GDP và GDP tiềm năng, gọi là ñộ chênh sản lượng (ur); chỉ số giá nhập

khẩu tính theo USD (pm$); tỷ giá hối ñoái VND/USD (er) và biến giả D2008,

D2011 giải thích cho những biến ñộng bất thường của lạm phát trong hai năm 2008,

2011. Với số liệu chuỗi thời gian từ theo năm từ 1990 ñến 2011 tác giả ñã thu ñược

dlog(infla) = 0,031 + 1,169 * dlog(ur) + 0,348 * dlog(infla(-1)) +

0,126 * dlog(pm$*er) + 0,117 * d2008 + 0,094 * d2011

kết quả ước lượng như sau:

Từ kết quả ước lượng mô hình, bằng cách phân rã các tác ñộng của các nhân

tố xác ñịnh lạm phát, tác giả ñã nhận dạng một số nguyên nhân lạm phát ở Việt

Nam giai ñoạn 1991-2011 là:

- Quan hệ giữa tăng trưởng và lạm phát theo chiều từ tăng trưởng ñến lạm phát

ñược chia thành 3 giai ñoạn rất rõ rệt là 1991-1997, 1998-2003 và 2004-2011.

Trong ñó, giai ñoạn 1991-1997 và 2004-2011 tồn tại quan hệ dương, tăng trưởng có

ảnh hưởng ñến lạm phát; giai ñoạn 1998-2003 tồn tại quan hệ âm, tăng trưởng

không ảnh hưởng ñến lạm phát.

- Các nguyên nhân chính gây ra tình trạng lạm phát cao trong vài năm gần ñây

là tốc ñộ tăng trưởng GDP vượt quá tốc ñộ tăng trưởng GDP tiềm năng và lạm phát

kỳ vọng cao. Yếu tố chí phí ñẩy cũng góp phần gây ra lạm phát cao, trong ñó tác

ñộng của tỉ giá là chủ yếu.

Một nghiên cứu khác về nguyên nhân lạm phát ở Việt Nam của Vương

Thị Thảo Bình [18] cũng ñược thực hiện vào 2012. Trong nghiên cứu này, tác

giả ñã phát triển mô hình ñường cong Phillips cho Việt Nam và thu ñược kết quả

g_cpi = 0,065+1,035g_cpi(-1) – 0,675g_cpi(-2)

+ 0,2926g_cpi(-3) +0,097gap(-1)

+0,075(d1* CAUDN) + 0,0416g_oil

ước lượng như sau:

Trong ñó, g_cpi là tỷ lệ lạm phát tính theo CPI; gap là phần chênh lệch giữa

sản lượng thực tế so với sản lượng tiềm năng; CAUDN ñược ño bằng phần chênh

lệch giữa tỷ lệ tăng thu nhập danh nghĩa so với tỷ lệ tăng tiềm năng và d1 là biến giả

của năm 2011; g_oil là tốc ñộ tăng giá dầu thế giới ñược ño bằng sai phân của loga

giá dầu thế giới.

Từ kết quả ước lượng ñược tác giả ñã chỉ ra lạm phát ở Việt Nam trong giai

ñoạn 2000-2011 chịu tác ñộng nhiều nhất bởi yếu tố kỳ vọng, tâm lý. Tiếp theo, lạm

phát chịu ảnh hưởng của lạm phát cầu kéo và tác giả cũng chỉ ra rằng sốc giá dầu có

tác ñộng ñến sự biến ñộng của lạm phát nhưng mức ñộ tác ñộng thấp hơn nhiều so

với mức ñộ tác ñộng của kỳ vọng, tâm lý. ðồng thời, tác giả cũng cho thấy lạm phát

không chịu sự tác ñộng của yếu tố tiền tệ trong những năm ñầu 2000 mà chỉ chịu tác

ñộng của yếu tố tiền tệ vào cuối giai ñoạn nghiên cứu.

Nhìn chung, các nghiên cứu về nguyên nhân gây lạm phát ở Việt Nam trong

thời gian gần ñây là khá nhiều và hầu hết dựa theo cách tiếp cận hồi quy tuyến tính,

rất ít các nghiên cứu tiếp cận theo tiếp cận hồi quy phi tuyến. Một trong số ít các

nghiên cứu về lạm phát ở Việt Nam tiếp cận theo hồi quy phi tuyến là nghiên cứu

của Phạm Thị Thu Trang [15]. ðể xác ñịnh các yếu tố ảnh hưởng tới lạm phát tại

Việt Nam trong giai ñoạn từ năm 2000 ñến năm 2009, trong phương trình mô tả là

gồm bốn nhóm yếu tố: (i) Yếu tố tiền tệ: Cung tiền-mr; (ii) Yếu tố cung: Giá dầu-

dau; (iii) Yếu tố cầu: Tổng cầu (ñại diện bằng giá trị sản xuất công nghiệp- cn), giá

gạo- gao; (iv) Yếu tố kỳ vọng thể hiện bằng các giá trị trễ của tỷ lệ lạm phát, tác giả

ñã lượng hoá các tác ñộng này bằng phân tích chuỗi thời gian phi tuyến, cụ thể là

mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTR1). Kết quả nghiên cứu cho thấy tất

cả các biến ngoại sinh cn, mr, dau, gao ñều có mặt trong mô hình. Hệ số của các

biến giải thích ñều có ý nghĩa thống kê. Trong phần tuyến tính, có mặt các biến trễ

của lạm phát, tốc ñộ tăng cung tiền thực tế và tốc ñộ tăng giá gạo. Các biến số tốc

ñộ tăng giá trị sản xuất công nghiệp, tốc ñộ tăng cung tiền thực tế, tốc ñộ tăng giá

dầu, tốc ñộ tăng giá gạo và biến trễ của lạm phát có mặt trong phần phi tuyến của

mô hình. Từ kết quả phân tích ñịnh lượng, tác giả ñã kết luận lạm phát tại Việt Nam

chịu ảnh hưởng của các yếu tố: tiền tệ, phía cung, phía cầu và lạm phát kỳ vọng.

Trong ñó, yếu tố tiền tệ là yếu tố tác ñộng mạnh nhất tới lạm phát.

Một nghiên cứu khác cũng tìm hiểu các nhân tố quyết ñịnh tới lạm phát ở

Việt Nam thông qua mô hình hóa hành vi phi tuyến của lạm phát [10], kết quả

nghiên cứu ñã cho thấy bác bỏ mạnh mẽ giả thuyết tuyến tính và ủng hộ cho mô

hình dạng LSTAR trên cơ sở dữ liệu. Kết quả từ mô hình LSTAR ước lượng ñược

ñã cho thấy tốc ñộ ñiều chỉnh về trạng thái cân bằng diễn ra nhanh hơn một chút.

Bằng chứng thực nghiệm này ñã gợi ý việc ứng dụng mô hình chuỗi thời gian phi

tuyến ñể phân tích nguyên nhân lạm phát ở Việt Nam có thể cho kết quả tốt hơn mô

hình dạng tuyến tính. Kết quả phân tích cũng cho thấy rằng, lạm phát ở Việt Nam

chịu tác ñộng của cả nhân tố trong nước thông qua dư cung tiền, và các nhân tố bên

ngoài thông qua tỷ giá. Tuy nhiên, hệ số ñiều chỉnh chậm hàm ý rằng các chính sách

tiền tệ và tỷ giá dùng ñể kiểm soát ít có khả năng hiệu quả.

Một nghiên cứu ñiển hình gần ñây về lạm phát mục tiêu do nhóm nghiên cứu

GS. Nguyễn Khắc Minh, Nguyễn Minh Hải và Phan Tất Hiển [8] ñã tổng hợp các lý

thuyết, kết các kết quả thực nghiệm về việc mô hình hóa hành vi phi tuyến của

khoảng chênh lạm phát so với mục tiêu của 5 nước OECD bằng mô hình hồi quy

chuyển tiếp trơn mũ (ESTAR). Qua ñó, tác giả ñã ñưa ra một vài kết luận và bài học

kinh nghiệm về lạm phát mục tiêu: thực hiện lạm phát mục tiêu linh hoạt, ñiều ñó

có nghĩa là hướng tới việc ổn ñịnh lạm phát xung quanh một mức lạm phát mục tiêu

cụ thể lớn hơn không và thấp, ñồng thời cũng quan tâm tới việc ổn ñịnh nền kinh tế

thực, và nó ñược biểu thị bằng việc ổn ñịnh khoảng chênh sản lượng, tức là ổn ñịnh

sản lượng xung quanh thước ño sản lượng tiềm năng. Do tính trễ của các hành ñộng

của chính sách tiền tệ và tác ñộng tới lạm phát và sản lượng nên cách tốt nhất ñể

thực hiện công việc này là có cái nhìn hướng về tương lai và thực hiện việc ñặt mục

tiêu cho dự báo. ðiều này có nghĩa là phải xác lập biến công cụ của ngân hàng trung

ương ñể dự báo khoảng chênh lạm phát và sản lượng tương ứng.

Các nghiên cứu thực nghiệm ñã chỉ ra rằng một số quốc gia ñã chuyển sang

cấu trúc tổ chức chính sách tiền tệ mới bằng cách công bố một mục tiêu ñịnh lượng

cụ thể cho tỷ lệ lạm phát. Lý do của sự ñiều chỉnh này là do kết quả hoạt ñộng

nghèo nàn trong các cơ chế trước ñây. Hệ quả là trong suốt thập niên 1990, ở các

nước thực hiện lạm phát mục tiêu thì lạm phát ñã thấp hơn và ít dao ñộng hơn.

Nghiên cứu thực nghiệm cho thấy tốc ñộ ñiều chỉnh giữa lạm phát thực tế so

với lạm phát mục tiêu ở các nước là không giống nhau, nó không tuân theo quy luật

tuyến tính. Nguyên nhân của quá trình ñiều chỉnh “nhanh” hay “chậm” là do ñánh

giá “quá thấp” hoặc “quá cao” so với mức lạm phát mục tiêu ñề ra. ðây là một bài

học về xác ñịnh mục tiêu “ñiểm” hoặc “khoảng” phải dựa trên cơ sở ñánh giá ñúng

với khả năng của nền kinh tế.

1.3.2. Tình hình nghiên cứu ở nước ngoài và trong nước về cầu tiền

1.3.2.1. Các nghiên cứu cầu tiền ở nước ngoài

Trên thực tế, nghiên cứu ñịnh lượng về cầu tiền ñã có từ trước những năm

1970 của thế kỷ trước, phần lớn các nghiên cứu chỉ ñược tiến hành tại các nước có

hệ thống tiền tệ vững mạnh, ñặc biệt là Hoa Kỳ và Vương Quốc Anh và rất ít

nghiên cứu ñược thực hiện tại các nước ñang phát triển. Do cầu tiền ñóng một vai

trò quan trọng trong phân tích kinh tế vĩ mô, ñặc biệt là liên quan ñến sự lựa chọn

và thực thi chính sách tiền tệ của mỗi quốc gia nên xu hướng nghiên cứu thực

nghiệm cầu tiền ñã lan rộng tới một số quốc gia phát triển cũng như những quốc gia

ñang phát triển. Theo ñà thời gian, cùng với sự phát triển của các kỹ thuật ñịnh

lượng thì các mô hình kinh tế lượng càng ngày càng phản ánh sát với thực tế hơn và

cho kết quả dự báo trong tương lai một cách tương ñối chính xác. Từ cuối những

năm 1990 trở lại ñây, các nghiên cứu thực nghiệm về cầu tiền bằng mô hình kinh tế

lượng phi tuyến ngày càng hiệu quả, vì các dạng mô hình phi tuyến có thể ñược

xem là ñã nắm bắt ñược các phản ứng bất ñối xứng, những thay ñổi cấu trúc, và các

hiện tượng khác của phát triển kinh tế xung quanh thời kỳ nghiên cứu, vấn ñề chỉ

ñịnh cầu tiền phi tuyến có thể ñã ñược nghiên cứu của nhiều tác giả.

Kết quả nghiên cứu cầu tiền ở ðài Loan trong giai ñoạn 1962-1996 do

Huang, Lin, Cheng thực hiện năm 2001 [49] cho thấy khi chính phủ có sự ñiều tiết

và kiểm soát chặt chẽ biến ñộng của lãi suất tiền gửi và chỉ số giá tiêu dùng thì sự

can thiệp quá mức của chính phủ ñể ñạt mục tiêu ñề ra làm cho quan hệ giữa các

biến giải thích cầu tiền là phi tuyến. Hơn nữa, mối quan hệ phi tuyến này có khuynh

hướng thay ñổi nhanh chóng khi nền kinh tế ñang ở trong ñà suy thoái hơn là khi

nền kinh tế có xu hướng ñi lên.

Nghiên cứu của Choi và Saikkonen năm 2004 [4, tr 35] cho thấy cầu tiền

nhạy cảm hơn với lãi suất khi lãi suất ở mức cao. Vì khi lãi suất ở mức cao mà lại

có sự biến ñộng tăng thêm nữa thì chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền cao hơn và

chính nó làm cho công chúng trở nên nhạy cảm với sự thay ñổi của lãi suất khi họ

ñưa ra quyết ñịnh nắm giữ tiền. Mặt khác, giả thuyết của chu kỳ chính trị cho thấy

rằng những chính trị gia ñương chức trước các kỳ bầu cử thường thực hiện chính

sách tiền tệ mở rộng ñể thúc ñẩy tăng trưởng kinh tế nhằm mục tiêu tái ñắc cử

nhiệm kỳ sau.

Nhiên cứu về cầu tiền của Nhật do nhóm nghiên cứu Youngsoo Bae, Vikas

Kakkar và Masao Ogaki thực hiện năm 2006 [4, tr 35], theo ba dạng hàm dựa trên

các lý thuyết cầu tiền khác nhau. Trong ñó, hai dạng hàm là phi tuyến và một có

dạng tuyến tính thông thường. Kết quả của nghiên cứu này cho thấy dạng hàm cầu

tiền dài hạn phi tuyến là phù hợp hơn cả.

Nghiên cứu cầu tiền trong dài hạn của Mỹ, Anh trong giai ñoạn 1961-1997

do Chen và Wu [31] thực hiện bằng mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn mũ (ESTAR).

Kết quả nghiên cứu của họ cho thấy việc sử dụng phương pháp ñồng tích hợp tuyến

tính thông thường trong giải thích cầu tiền trong dài hạn là không thích hợp sau khi

tính ñến sự tồn tại của chi phí giao dịch. Tương tự, Sarno, Taylor và Peel (2003)

[63] ñề xuất một mô hình cân bằng hiệu chỉnh phi tuyến (Nonlinear CEM) là một

dạng của mô hình (ESTAR) cho cầu tiền của Mỹ mà kết quả cho thấy cầu tiền của

Mỹ ổn ñịnh trong suốt thời kỳ 1869 - 1997.

Nghiên cứu cầu tiền M1 ở ðức cho giai ñoạn 1962-1995, Lutkepohl và cộng

sự [56, tr 240] ñã xem xét ñến tính ổn ñịnh của hàm cầu tiền nước ðức và ñồng thời

cũng quan tâm tới khả năng phi tuyến. Cụ thể, xem xét các tác ñộng của việc thống

nhất nước ðức tới cầu tiền M1 trong cả thời kỳ quan sát từ 1960Q1 tới 1995Q4. Kết

quả nghiên cứu cho thấy rằng trước khi mô hình hóa STR thì các nghiên cứu trước

ñây về cầu tiền M1 ở ðức ñã chỉ ra rằng tính mùa vụ trong cầu tiền ñã thay ñổi do

việc Thống nhất Tiền tệ nước ðức vào ngày 1 tháng Bảy năm 1990. ðiều này dẫn

tới một tập hợp các biến giả theo mùa ñể bổ sung vào những biến ñã có trong mô

hình. Các biến giả mới nhận giá trị khác không kể từ sau quý 3 năm 1990. Sau khi

mô hình hóa STR và thực hiện ước lượng, kết quả ước lượng thu ñược cho thấy

hàm cầu tiền ở ðức phù hợp với dạng phi tuyến hơn là dạng tuyến tính.

Với kết quả nghiên cứu cầu tiền của Trung Quốc trong giai ñoạn 1987-2004,

các tác giả Darran Austin và Bert Ward [32, tr 199] ñã khẳng ñịnh một khi nền kinh

tế có sự cải cách hệ thống tài chính diễn ra thì cấu trúc hàm cầu tiền tuyến tính bị

phá vỡ, và thông qua kết quả ước lượng ñược từ hàm cầu tiền phi tuyến, các tác giả

chỉ ra hàm cầu tiền của Trung Quốc ổn ñịnh chỉ khi lạm phát ñạt dưới ngưỡng

5,37%. ðồng thời, họ cũng ñưa khuyến nghị cho các nhà ñiều hành chính sách tiền

1.3.2.2. Các nghiên cứu cầu tiền ở Việt Nam

tệ Trung Quốc nên duy trì mức lạm phát dưới 5,37%.

Cho ñến hiện nay số lượng công trình nghiên cứu ñịnh lượng về cầu tiền

cho Việt Nam là tương ñối ít. Trong ñó, các nghiên cứu hầu hết chỉ ñược thực

hiện ở trong nước và số ít ñược thực hiện ở ngoài nước. Mặc dù, các nghiên cứu

ñược thực hiện ở trong nước hay ngoài nước, có khác nhau về cách lựa chọn

dạng hàm, các biến tác ñộng, phương pháp tiếp cận ñể xây dựng và ñưa ra dạng

hàm cầu tiền khác nhau nhưng nhìn chung các các kết quả ước lượng thu ñược

ñều có một hàm ý khá giống nhau là giải thích hành vi nắm giữ tiền, khả năng

ứng dụng nó trong ñiều hành chính sách tiền tệ trong những giai ñoạn nhất ñịnh.

Dưới ñây là một số trường hợp ñại diện cho tình hình nghiên cứu cầu tiền cho

Việt Nam trong thời gian qua.

Nghiên cứu về cầu tiền M1 của Việt Nam trong giai ñoạn 1977-1991 do Võ

Trí Thành và Suiwah Leung thực hiện năm 1996 [4], với cách tiếp cận bằng mô

hình ñiều chỉnh từng phần (PAM), các tác giả ñã chỉ ra rằng ở giai ñọan 1977 –

1991 cầu tiền tỷ lệ thuận với thu nhập, tỷ lệ nghịch với biến lạm phát và việc cải

cách giá cả cũng có ảnh hưởng ñến cầu tiền.

Trong nghiên cứu cầu tiền M1 của Việt Nam, giai ñoạn 1991-2002 tác giả

ðặng Trí Trung [34] ñã xây dựng mô hình hàm cầu tiền trong dài hạn cho Việt Nam

với các biến số giải thích gồm: sản lượng công nghiệp (IO); lãi suất cho vay có kỳ

hạn 3 tháng; tỷ lệ lạm phát (Inflation); tỷ giá hối ñoái thực tế giữa USD/VND

(REX). Với số liệu chuỗi thời gian từ tháng 1/1991 ñến tháng 12/2002, kết quả ước

lượng ñược bằng mô hình hiệu chỉnh từng cho thấy các biến số trong mô hình cầu

tiền dài hạn ñều có ý nghĩa thống kê và dấu của các hệ số phù hợp với lý thuyết.

Tuy nhiên, các hệ số chưa phản ánh ñúng với tình hình thực tiễn trong giai ñoạn

nghiên cứu. Cụ thể, dấu của hệ số IO là b1 = 0,066 dương là phù hợp nhưng giá trị

quá nhỏ (chỉ có 0.066) không thể giải thích ñược ñối với ñặc ñiểm của nền kinh tế

trong quá trình chuyển ñổi tiền tệ hóa và hệ thống tài chính phát triển mức ñộ thấp

như ở Việt Nam. Trong khi, dấu của hệ số REX (0,136), và dấu của biến trễ biến phụ

thuộc M1t-1 (0,936) là dương và khá lớn. Ảnh hưởng của lạm phát ngược chiều với cầu

tiền phản ánh qua dấu âm của hệ số INF là hợp lý. Như vậy, các hệ số ước lượng ñược

của ðặng Chí Trung chỉ có ý nghĩa về mặt thống kê mà không có giá trị trong việc giải

thích thực tiễn.

Nếu như các nghiên cứu về cầu tiền ở Việt Nam ñược thực hiện trước năm

2008 chỉ dừng lại ở khối lượng tiền hẹp M1 thì sau năm 2008 các nghiên cứu ñược

thực hiện không chỉ dừng lại ở việc phân tích và ước lượng cho khối lượng tiền hẹp

M1 mà còn xem xét cho cả khối lượng tiền thực tế M2. Sau ñây là môt số nghiên

cứu ñiển hình cho cầu tiền ở Việt Nam ñược thực hiện sau năm 2008.

Trong luận án tiến sĩ, Trường ðại học Kinh tế Quốc dân Hà Nội (2008), tác giả

Hà Quỳnh Hoa [4, tr 128, 142] ñã tập trung vào việc ước lượng cho cả hai khối lượng

tiền là M1 của Việt Nam trong giai ñoạn 1994M7-2006M12 và M2 của Việt Nam

trong giai ñoạn 2000M6-2006M12 bằng mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM).

ðể ước lượng cho khối lượng tiền M1, tác giả sử dụng hàm cầu tiền có dạng:

M1= f(lip, aninfe, ger)

Với mô hình trên các biến số ñược giải thích lần lượt là: M1- là khối lượng

tiền hẹp; lip- là tốc ñộ thay ñổi của chỉ số công nghiệp; aninfe- là tỷ lệ lạm phát kỳ

vọng; ger- là tỷ lệ mất giá của ñồng nội tệ.

ðể ước lượng cho khối lượng tiền M2, Hà Quỳnh Hoa sử dụng hàm cầu tiền

có dạng:

M2 = f(lip, tpkb, ger)

Trong ñó, M2 khối lượng tiền thực tế, lip- là tốc ñộ thay ñổi của chỉ số công

nghiệp; tpkb- là lãi suất tín phiếu kho bạc trúng thầu bình quân năm; ger- là tỷ lệ

mất giá của ñồng nội tệ.

Kết quả ước lượng từ mô hình VECM cho thấy hàm cầu tiền M1 phù hợp

hoàn toàn với lý thuyết và thực tiễn. Kết quả cũng ñã chỉ ra cầu tiền phụ thuộc

dương với thu nhập và phụ thuộc âm với chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền. Hệ

số co giãn của cầu tiền với thu nhập, với ger phản ánh ñúng thực trạng của một

nền kinh tế trong quá trình tiền tệ hóa và có hiện tượng ñôla hóa. Trong khi ñó,

kết quả ước lượng cầu tiền M2 lại cho thấy tổng phương tiện thanh toán phụ

thuộc nhiều nhất vào thu nhập và tỷ giá, còn lãi suất của kho bạc có ảnh hưởng

yếu tới M2. Tóm lại, cả hai ước lượng hàm cầu tiền M1, M2 mà Hà Quỳnh Hoa

nghiên cứu ñều ổn ñịnh trong thời kỳ nghiên cứu và phản ánh ñúng ñặc ñiểm kinh

tế Việt Nam trong thời kỳ chuyển ñổi, quá trình tiền tệ hóa diễn ra ở mức cao.

Gần ñây nhất, ñể nghiên cứu mối quan hệ giữa lạm phát và chính sách tiền tệ

của Việt Nam, TS Nguyễn Phi Lân [12] ñã xây dựng hàm cầu tiền (M2) mở rộng

trong dài hạn sau khi bổ sung thêm biến lạm phát kỳ vọng (π) và mô hình hàm cầu

tiền dài hạn cơ bản mà tác giả nghiên cứu trước ñó. Với số liệu theo quý trong giai

ñoạn từ 1999 (quý I) ñến 2010 (quý IV), kết quả hồi quy theo phương pháp hiệu

chỉnh sai số dạng véc tơ (VECM) cho thấy dấu của các hệ số ước lượng phù hợp với

lý thuyết và có ý nghĩa thống kê; cầu phương tiện thanh toán phụ thuộc thuận chiều

vào thu nhập và ngược chiều ñối với tỷ giá và kỳ vọng lạm phát. ðồng thời, tác giả

cũng ñã chỉ ra hiện tượng găm giữ vàng và ngoại tệ là khá phổ biến mỗi khi nội tệ

mất giá hoặc kỳ vọng lạm phát trong dân chúng tăng cao.

Nhìn chung các nghiên cứu thực nghiệm về cầu tiền ở Việt Nam mới chỉ

dừng lại ở việc sử dụng các mô hình tuyến tính. Rất ít các nghiên cứu thực nghiệm

về cầu tiền bằng mô hình hồi quy phi tuyến, chẳng hạn như phương pháp hồi quy

chuyển tiếp trơn. Nghiên cứu của Bùi Duy Phú [1, tr 55] là một trong những nghiên

cứu hiếm hoi sử dụng mô hình hồi quy phi tuyến chuyển tiếp trơn (STR) ñể nghiên

cứu cầu tiền hẹp M1 ở Việt Nam giai ñoạn 2000Q1-2010Q4. Theo tiếp cận hồi quy

phi tuyến, tác giả ñã xây dựng hàm cầu tiền phi tuyến cho Việt Nam có dạng là mô

hình hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTR1).

Với kết quả thu ñược từ mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn (LSTR1), tác giả

chỉ ra lượng tiền M1 của Việt Nam phụ thuộc rất lớn vào sự gia tăng của chỉ số giá

cả, trong khi ñó các biến khác ñều bị loại bỏ vì không có ý nghĩa thống kê và kết

luận rằng với nền kinh tế Việt Nam, lạm phát là một hiện tượng có tác ñộng lớn

nhất tới tiền tệ. Hơn nữa, cũng từ mô hình ước lượng thu ñược, tác giả ñã chỉ ra các

hệ số của LnCPI và ∆LnCPI ở phần tuyến tính ñều nhận giá trị dương khá lớn, còn

ở phần phi tuyến hệ số của LnCPI và ∆LnCPI ñều nhận giá trị âm. Tác giả ñã kết

luận rằng áp lực của cung tiền rất lớn khi nền kinh tế rơi vào tình trạng lạm phát

cao. Cuối cùng, tác giả ñã khuyến nghị ñể cho mức lạm phát ñủ thấp, ổn ñịnh mà

không ảnh hưởng tới các quyết ñịnh của hộ gia ñình và doanh nghiệp thì Ngân hàng

Trung ương Việt Nam cần giữ cho mức chênh lệch lạm phát giữa các tháng kế tiếp

ở dưới mức 1,014%.

1.3.3. Một số hướng nghiên cứu khác ở trong và ngoài nước có ứng dụng

mô hình chuỗi thời gian phi tuyến

Nghiên cứu ñầu tiên về mô hình STAR là của Bacon (1971) [21], người ñã ñề

xuất ra mô hình STAR ñã vận dụng mô hình của mình ñể tìm hiểu xem tác ñộng của

dòng nước chảy xuống một con kênh có ñộ nghiêng tới chiều cao của lớp ñịa tầng bề

mặt bị ñọng nước có chứa hoạt tính trên bề mặt. Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng ñộ

dày của lớp ñịa tầng ñược giả ñịnh là phụ thuộc phi tuyến vào dòng nước.

Skalin và Terasvirta (1999) [68], áp dụng mô hình ESTAR với dữ liệu chuỗi

thời gian hàng năm ñối với chín biến kinh tế vĩ mô: việc làm, sản xuất công nghiệp,

tiêu thụ, xuất khẩu, nhập khẩu ñối với Thụy ðiển trong giai ñoạn 1870 ñến năm

1988 ñể giải thích "chu kỳ kinh doanh Thụy ðiển". Tác giả chỉ ra hai ñóng góp lớn

của mô hình ESTAR. ðầu tiên, nó giải thích sự sụt giảm mạnh của việc làm trong

những năm 1920 tốt hơn so với mô hình tuyến tính AR. Thứ hai, nó theo dõi dữ liệu

từ những năm 1960 trở ñi tốt hơn trong khi mô hình tuyến tính không giải thích ñược.

Hall và cộng sự (2001) [50], sử dụng mô hình LSTAR với dữ liệu chuỗi thời

gian từ tháng 1/1876 ñến tháng 5/1998 của cục khí tượng thủy văn của Liên Bang

Úc ñể nghiên cứu hiện tượng El Nino Southern Oscillation (ENSO) là một sự gián

ñoạn của hệ thống khí quyển ñại dương ở vùng nhiệt ñới Thái Bình Dương có

những hậu quả quan trọng ñối với các ñiều kiện thời tiết toàn cầu. Kết quả chỉ ra

rằng, hiện tượng El Nino không tuân theo một quy luật nào và mô hình LSTAR có

thể giúp cho việc dự ñoán hiện tượng El Nino xảy ra trước một vài tháng.

M. Koster (2005) [60], áp dụng mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR)

mô hình hoá mô hình vĩ mô của nền kinh tế Nam Phi. Kết quả cho thấy các mô hình

phi tuyến cho kết quả dự báo tốt hơn mô hình tuyến tính.

N.Forster và cộng sự (2007) [39] dùng mô hình LSTAR mô hình hoá tác

ñộng của các cải cách nền kinh tế tại các nước Trung và ðông Âu (ECCE). Kết quả

tính ñược khả năng chuyển dịch theo xu hướng và ñịnh mức, giải thích ảnh hưởng

của việc cải cách ñến GDP và năng suất lao ñộng. Kết quả cũng cho thấy hầu hết

cấu trúc bị phá vỡ tại các nước CEEC bởi một quá trình dừng xu thế hoặc quá trình

nghiệm ñơn vị. Kết quả cũng cho thấy cải cách tác ñộng rất ít vào tăng trưởng GDP,

tác ñộng mạnh vào năng suất lao ñộng.

Ralf Bruggemann, Jana Riedel (2011) [26], sử dụng mô hình LSTAR ñể

phân tích lãi suất trong ngắn hạn ở Vương Quốc Anh thời kỳ 1970-2006. Kết quả

nghiên cứu cho thấy rằng những phát hiện dựa trên các mô hình tuyến tính cho thấy

mắc khá nhiều các sai lầm và có thể dẫn ñến dự báo tỷ lệ lãi suất kém. ðồng thời

nhóm tác giả nhấn mạnh rằng ñối với trường hợp của Vương quốc Anh, phương

pháp hồi quy phi tuyến chuyển tiếp trơn là một lựa chọn khả thi cho việc phân tích

các chính sách tiền tệ và dự báo lãi suất.

GS. Nguyễn Khắc Minh, Nguyễn Mạnh Hùng và Nguyễn Việt Hùng [61], sử

dụng hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTAR) ñể mô hình hoá tác ñộng của

những cải cách chính sách kinh tế ở Việt Nam từ 1985 tới 2006 trong ba khu vực

kinh tế: nông nghiệp, khu vực công nghiệp và khu vực dịch vụ. Tác giả nghiên cứu

tác ñộng của việc cải cách tới tăng trưởng GDP và năng suất lao ñộng trong từng

khu vực. Tác giả có bằng chứng về sự thay ñổi cấu trúc của chuỗi GDP và bằng

chứng tác ñộng tích cực của các cải cách ñến tăng trưởng GDP thông qua các kết

LnGDP

11, 02

0, 028 t

exp

(7, 76/

ˆ s

)( t

1 t

æ ç (0, 092 0, 0084 ) 1 ç ç çè

- ö ü ï ÷ ï ÷ 0, 445) ý÷ ÷ ï ø ï þ

ì ï ï í ï ï î

ˆ s

22,

0, 0135,

0, 9968

LnGDP

ˆ s

exp

(6,18/

t )(

11, 52 0, 043 +

1 t

æ ç (0, 065 0, 024 ) 1 ç ç çè

- ö ü ï ÷ ï ÷ 0, 374) ý÷ ÷ ï ø ï þ

ì ï ï í ï ï î

22,

ˆ s

0, 0131,

0, 9935

LnGDP

10, 61 0, 0065

exp

(168, 51/

ˆ s

)( t

1 t

æ ç - ( 0, 2005 0, 0337 ) 1 ç ç çè

ì ï ï í ï ï î

- ö ü ï ÷ ï ÷ 0, 318) ý÷ ÷ ï ø ï þ

ˆ s

0, 0069,

0, 9932

22,

quả ước lượng từ mô hình LSTR1 cho ba chuỗi GDP ñược cho như sau:

Kết quả ước lượng của các tham số γ từ ba mô hình cho thấy tốc ñộ dịch

chuyển của khu vực nông nghiệp giữa thời ñầu và thời kỳ cuối là nhanh hơn các

khu vực khác. Kết luận rằng, cải cách trong lĩnh vực nông nghiệp thành công trong

việc khuyến khích nông dân làm việc và ổn ñịnh vĩ mô. Các kết quả cũng cho thấy

các chính sách cải cách khác ñã ñược thực hiện có những tác ñộng khác nhau tới

tăng trưởng GDP của từng khu vực kinh tế ở Việt Nam.

Nhìn chung, các thực nghiệm về mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn ở các

nước trên thế giới ñã thể hiện và giải thích rõ hơn so với mô hình truyền thống nhất

là ñối với những tác ñộng mang tính thể chế, cải cách chính sách của những quốc

gia ñang trong giai ñoạn phát triển.

1.4. Tóm tắt chương 1

Ở nước ngoài, việc phát triển và sử dụng các mô hình hồi quy chuyển tiếp

trơn STR ñể phân tích các hoạt ñộng kinh tế vĩ mô cũng như trong các lĩnh vực

khác ñã ñược tiến hành mạnh mẽ trong nhiều năm và ñã thu ñược nhiều kết quả tích

cực cả về lý thuyết và thực nghiệm. Còn ở Việt Nam tuy cũng ñã có khá nhiều hoạt

ñộng nghiên cứu kinh tế vĩ mô như: lạm phát, cầu tiền, cũng như các chỉ tiêu kinh tế

vĩ mô khác bằng các mô hình kinh tế lượng song những nghiên cứu dựa trên lớp các

mô hình chuỗi thời gian phi tuyến còn khá hiếm hoi và thực sự chưa có nhiều ñúc

kết về kết luận và kinh nghiệm thực tế trong vấn ñề này. Vì vậy, ñể làm rõ hơn vấn

ñề lý thuyết và khả năng ứng dụng của lớp mô hình chuỗi thời gian chuyển tiếp trơn

STR vào phân tích một số chỉ tiêu kinh tế vĩ mô ở Việt Nam, thì chương một của

luận án ñã tập trung vào một số vấn ñề như sau:

- Trình bày cơ sở lý thuyết về mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn STR dạng

chuẩn, các trường hợp ñặc biệt của nó.

- Tổng quan tình hình nghiên cứu của lớp mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn

STR ở một số nước trên thế giới trong ñó có Việt Nam vào nhiều lĩnh vực khác nhau:

kinh tế, ñịa lý, khí tượng…Dựa vào các kinh nghiệm nghiên cứu của các nước bằng

mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn STR mà tác giả ñã tổng kết sẽ là tư liệu quan trọng

cho nghiên cứu của mình.

Và, nội dung của chương tiếp theo sẽ xem xét thực trạng diễn biến về lạm

phát, vai trò của chính sách tiền tệ của Việt Nam trong giai ñoạn 2000-2011 cũng

như xem xét ñến các nhân tố ảnh hưởng ñến chúng, qua ñó chọn lựa các biến giải

thích và chọn lựa mô hình ước lượng thích hợp cho quá trình tiếp tục phát triển kinh

tế ở Việt Nam.

Chương 2

PHÂN TÍCH DIỄN BIẾN LẠM PHÁT, VAI TRÒ CHÍNH SÁCH

TIỀN TỆ TRONG KIỂM SOÁT LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Như ñã trình bày ở chương một, lớp mô hình hồi quy dạng chuyển tiếp trơn

(STR) ñã ñược nhiều nước trên thế giới bao gồm cả những quốc gia phát triển và

ñang phát triển vận dụng vào lĩnh vực phân tích vĩ mô. Tuy vậy, không phải lúc nào

một mô hình tốt nhất trong xu hướng nghiên cứu trên thế giới ñã là một mô hình

chuẩn ñể mà ñem ñi áp dụng cho tất cả các nước. Việc xây dựng một mô hình

nghiên cứu, với các biến số phù hợp ñể phân tích cho các biến vĩ mô của một quốc

gia nó còn phụ thuộc vào hoàn cảnh hình thành lịch sử, tính thể chế, số liệu, quy mô

của từng quốc gia ñó.

Tiếp theo chương 1, nội dung chương hai của luận án sẽ tập trung xoay

quanh việc phân tích diễn biến của lạm phát và vai trò của việc ñiều hành chính

sách tiền tệ trong kiểm soát lạm phát ở Việt Nam giai ñoạn từ 2000-2011. ðồng

thời, cũng như xem xét tính khả thi trong việc ứng dụng lớp mô hình hồi quy

chuyển tiếp trơn STR vào phân tích hai biến số vĩ mô là lạm phát và cầu tiền của

Việt Nam, trên cơ sở số liệu thu thập ñược từ nhiều nguồn khác nhau.

Với mục ñích ñó, chương 2 của luận án ñược bố cục như sau. Mục 2.1 diễn

biến lạm phát và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong giai ñoạn 2000-2011. Mục

2.2. Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng ở Việt Nam. Mục 2.3 phân tích vai

trò của chính sách tiền tệ trong vấn ñề kiểm soát lạm phát ở Việt Nam trong giai

ñoạn từ 2000-2011. Mục 2.4 phân tích các nhân tố chính ảnh hưởng ñến lạm phát ở

Việt Nam. Mục 2.5 là tóm tắt chương 2.

2.1. Diễn biến lạm phát Việt Nam giai ñoạn từ 2000 ñến 2011

Sau gần 30 năm cải cách và phát triển kinh tế, ñặc biệt là sau khi hoàn thành chiến lược: “ổn ñịnh- phát triển kinh tế xã hội ñến năm 2000 ”6 ñã ñưa ñất

6 Chiến lược do ðại hội ðảng lần thứ VII (6/1991)

nước Việt Nam ra khỏi tình trạng trì trệ, khủng hoảng kinh tế và ñang bước vào

giai ñoạn tăng trưởng nhanh và bền vững. Tuy nhiên, trong quá trình ñổi mới nền

kinh tế Việt Nam cũng bộc lộ nhiều mặt yếu kém, thêm vào ñó là những thách

thức lớn ñang ñặt ra có thể gây bất lợi cho ổn ñịnh vĩ mô trong nước. ðặc biệt,

cuộc khủng hoảng tài chính khu vực từ giữa năm 1997 ñã tác ñộng mạnh ñến

kinh tế nước ta. Tốc ñộ tăng trưởng kinh tế giảm từ 9,3% (1996) xuống còn

4,8%(1999), bắt ñầu phục hồi vào năm 2000 với tốc ñộ tăng trưởng là 6,8%. Tuy

vậy, Việt Nam lại ñang tiếp tục ñứng trước nhiều áp lực mới, ñặc biệt là những

vấn ñề ñặt ra trong tiến trình hội nhập kinh tế quốc tế và khu vực. Những vấn ñề

này, ñã ñặt ra cho các nhà lãnh ñạo, các nhà nghiên cứu kinh tế và hoạch ñịnh

chính sách phải tìm ra mô hình thích hợp cho quá trình phát triển kinh tế ở Việt

Nam. Và kể từ khi Việt Nam chính thức trở thành thành viên thứ 150 của tổ chức

thương mại thế giới WTO (1/2007) thì tình hình lạm phát ở Việt Nam có xu

hướng tăng cao ở mức 2 chữ số. Do ñó, lạm phát là một chủ ñề ñược thảo luận

nhiều nhất trong giai ñoạn gần ñây, và việc kiềm chế lạm phát trở thành nhiệm vụ

19.89

18.13

12.63

11.75

trung tâm, cấp bách nhằm ổn ñịnh kinh tế vĩ mô.

%

8.5

8.4

8.2

9.5

7.8

7.3

7.1

6.9

8.4

6.8

6.7

6.3

5.9

5.3

6.6

6.52

0.8

-0.5

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

-5

Năm

Tăng trưởng GDP

Lạm phát

Nguồn: Tổng Cục Thống Kê (GSO 2012), ñơn vị % so với năm trước

Hình 2.1. Tăng trưởng kinh tế và lạm phát, 2000-2011

Căn cứ theo ñồ thị diễn biến lạm phát từ 2000-2011 cho thấy lạm phát của

Việt Nam có những ñặc ñiểm nổi bật là:

- Biến ñộng mạnh, với biên ñộ dao ñộng lớn (-0,5%-19.89%);

- Có nhiều ñỉnh nhọn xảy ra ở các năm có tỷ lệ lạm phát ñột ngột cao hơn

so với các năm trước ñó, chẳng hạn như ở các năm 2004(9.5%), 2008

(19.89%), 2011(18.13%);

- Xuất hiện tính chu kỳ trong ngắn hạn, tính chu kỳ này hầu như ñược lặp ñi

lặp lại trong gần suốt cả thời kỳ nghiên cứu. Rõ nhất, kể từ 2004-2011 trở ñi, tính

chu kỳ xuất hiện 3 năm 1 lần, cứ hai năm lạm phát tăng cao mới có một năm lạm

phát tăng thấp hơn.

ðiều này cho thấy, kiểm soát lạm phát ở Việt Nam trong giai ñoạn 2000-

2011 chưa thành công, còn tiềm ẩn nhiều bất ổn. Nếu căn cứ vào chiều hướng biến

ñộng của tốc ñộ tăng trưởng kinh tế thì diễn biến của lạm phát ở Việt Nam trong

giai ñoạn từ 2000-2011 có thể ñược chia thành hai giai ñoạn:

- Giai ñoạn thứ nhất, từ 2000-2006, ñây là giai ñoạn mà tỷ lệ lạm phát thấp

giữ ở mức một chữ số và tăng trưởng cao. Trong ñó, tăng trưởng trung bình giai

ñoạn 2000-2006 là 7,49%. ðời sống kinh tế- xã hội ổn ñịnh.

- Giai ñoạn thứ hai, từ năm 2007-2011, ñây là thời kỳ mà tỷ lệ lạm phát lạm

phát Việt Nam tăng cao ỏ mức hai chữ số ( ngoại trừ 2009 lạm phát 6,52%), ñi kèm

với lạm phát cao là hiện tượng suy giảm tốc ñộ tăng trưởng, tốc ñộ tăng trưởng bình

quân trong cả giai ñoạn từ 2007-2011 là 6,56%. ðặc biệt, kể từ năm 2007 trở ñi,

lạm phát có xu hướng mất ổn ñịnh, thường xuyên cao, kéo dài lâu hơn và dao ñộng

mạnh hơn so với lạm phát của các nước trong khu vực. Chiều hướng biến ñộng của

chỉ số CPI trong giai ñoạn 2007-2011 gắn liền với những biến ñộng diễn biến giá cả

trên thế giới.

2.1.1. Diễn biến lạm phát trong giai ñoạn 2000-2006

Kể từ khi Chính phủ bắt ñầu tiến hành chương trình cải cách toàn diện hệ

thống kinh tế Việt Nam vào năm 1989. Trong suốt thập niên 1990, nền kinh tế Việt

Nam ñã ñạt ñược những thành tựu hết sức ñáng chú ý, thành công bước ñầu của

những biện phát cải cách năm 1989 ñã gây ñược ấn tượng mạnh mẽ, ñặc biệt trong

lĩnh vực chống lạm phát, tỷ lệ lạm phát giảm liên tục hằng năm, từ 67,1% vào năm

1990 xuống còn 3,6% vào năm 1997. Bên cạch ñó, tốc ñộ tăng trưởng GDP tăng

liên tục ở các năm tiếp theo từ 5,1% (1990) ñến 8,8% vào năm 1997. Do ảnh hưởng

từ các cuộc khủng hoảng tài chính liên tiếp trong 3 năm, ở Châu Á (1997), Nga

(1998), Brazil (1999) và sự rối loạn về tài chính ở Mexico (1999) ñã làm cho tốc ñộ

tăng trưởng kinh tế của nhiều nước trên thế giới, ñặc biệt là khu vực Châu Á bị thụt

lùi và tác ñộng tiêu cực tới kinh tế Việt Nam. Nền kinh tế Việt Nam trong những

năm cuối thập niên 1990 phải trải qua hiện tượng suy giảm giá liên tục, sức mua

giảm sút, ñầu tư nước ngoài và xuất khẩu có dấu hiệu suy giảm, sản xuất trong nước

rơi vào tình trạng trì trệ, hàng hóa ứ ñọng nhiều, thất nghiệp gia tăng ... và biểu hiện

của hiện tượng này là hiện tượng giảm phát xảy ra trong hai năm 2000, 2001 của

giai ñoạn 2000-2006.

Nếu lấy mốc bắt ñầu từ năm 2000 làm cơ sở so sánh, nếu so với giai ñoạn

trước năm 2000 từ chỗ ra sức chống lạm phát thì nền kinh tế Việt Nam lại ñột ngột

chuyển sang tình trạng chống thiểu phát ở những năm 2000, 2001. Theo báo cáo

của IMF, tình hình kinh tế Việt Nam ở những năm ñầu của giai ñoạn 2000-2006 có

dấu hiệu suy giảm tốc ñộ tăng trưởng và ñi kèm với hiện tượng giảm phát, cụ thể là:

Năm 2000, chỉ số giá liên tục giảm qua các tháng trong năm, chỉ có 2 tháng

ñầu năm (từ tháng 1 ñến tháng 2) có tỷ lệ lạm phát dương, 5 tháng tiếp theo từ tháng

3 cho ñến hết tháng 7 ñều có tỷ lệ lạm phát âm. Tỷ lệ lạm phát cho cả năm 2000 là -

0,6%, tốc ñộ tăng trưởng ñạt 6.7% thấp hơn so với tốc ñộ tăng trưởng ở các năm

trước ñó.

2.00%

1.60%

1.50%

1.00%

0.90%

0.50%

0.40%

0.10%

0.00%

-0.20%

Tháng 1

Tháng 2

Tháng 3

Tháng 4

Tháng 5

Tháng 6

Tháng 7

Tháng 8

Tháng 9

Tháng 10

Tháng 11

Tháng 12

-0.50%

-0.60%

-0.70%

-1.00%

-1.10%

-1.50%

năm 2000

Nguồn: Tổng cục Thống Kê Việt Nam

Hình 2.2. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2000

Năm 2001, giá tiêu dùng tiếp tục giảm trong sáu tháng ñầu năm (CPI giảm

liên tục trong 4 tháng liên tiếp, tháng 3 giảm 0,7%, tháng 4 giảm 0,5%, tháng 5

giảm 0,2%, tháng 6 giảm 0,3%). Mặt hàng có giá giảm mạnh nhất vẫn là giá lương

thực, thực phẩm, cây công nghiệp, hàng dệt may, vận tải và bưu chính viễn thông.

Kết quả là ñến cuối năm 2001 nhờ nhiều nỗ lực, chúng ta ñã ñẩy ñược tỉ lệ lạm phát

lên 0,8%, tốc ñộ tăng trưởng nâng lên ñạt 6,9%.

Như vậy, có thể thấy trong hai năm 2000, 2001 tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam

thấp ở mức kỷ lục và tốc ñộ tăng trưởng kinh tế cũng có dấu hiệu suy giảm. Có

nhiều nguyên nhân giải thích cho tình trạng giảm phát này, bao gồm cả nguyên

nhân khách quan và chủ quan.

Nguyên nhân chủ quan: hàng hóa sản xuất không gắn với tiêu dùng; trình ñộ

quản lý kém và công nghệ lạc hậu.

Nguyên nhân khách quan: do tác ñộng của các yếu tố bên ngoài: sự giảm giá

hàng hóa và dịch vụ trên thế giới; các cuộc khủng hoảng tài chính ñã làm ñình trệ

thương mại toàn cầu dẫn ñến giảm sản xuất và tăng tồn kho.

Tóm lại, tình trạng thiểu phát trong hai năm 2000, 2001 là biểu hiện của một

nền kinh tế ñang trên ñà suy giảm và ñây là hậu quả của một quá trình sản xuất mất

cân ñối về cơ cấu do hậu quả lịch sử ñể lại. Mặc dù, ñể tránh tình trạng giảm phát

kéo dài gây trì trệ thì ngay từ năm 2000 Chính phủ ñã thực hiện chính sách tài chính theo hướng kích cầu ñể kích thích kinh tế7. Việc thực hiện chính sách kích cầu này

ñã kéo cho tỷ lệ lạm phát năm 2001 tăng lên 0,8%. Tuy nhiên, về sau một số ý kiến

khác lại cho rằng việc duy trì chính sách kích cầu liên tục trong nhiều năm mà bắt

ñầu từ giữa năm 2000 ñược ñánh giá là ít hiệu quả, bởi vì các nó gây tác ñộng quá

mức cần thiết trong khi ñiều kiện kinh tế trong nước và thế giới có sự thay ñổi và tất

nhiên kết quả ñem lại không ñược như mong muốn. Và, chính biện pháp kích cầu

vào thời ñiểm này tuy ñã làm tăng mức giá chung vào các năm 2002-2003, nhưng

ñồng thời làm cho lạm phát tăng cao trở lại ở các năm tiếp theo.

Sang năm 2002, tình hình kinh tế thế giới nhìn chung vẫn chưa phục hồi

nhưng nhờ có sự cố gắng, nỗ lực của các nghành, các cấp nên nền kinh tế Việt nam

bắt ñầu có dấu hiệu phục hồi. Giá cả thị trường có chuyển biến tích cực, chỉ số giá

tiêu dùng tháng 12 năm 2002 so với tháng trước tăng 0,3%; tính chung cả năm tăng

4%, tăng mạnh nhất là nhóm lương thực, thực phẩm chiếm 5,7% (lương thực tăng

2,6%, thực phẩm tăng 7,9%); nhóm ñồ uống và thuốc lá tăng 3,6%, nhà ở và vật

liệu xây dựng tăng 7,1%... Bên cạch ñó, trong năm 2002 Chính phủ ñã ñiều chỉnh

tăng giá cả của một số mặt hàng nhập khẩu chủ yếu là nguyên vật liệu, trang thiết bị

phục vụ cho sản xuất trong nước ñã làm tăng chi phí ñầu vào sản xuất, tác ñộng

nhất ñịnh ñến chỉ số giá tiêu dùng năm 2002. Việt nam ñã duy trì ñược tốc ñộ tăng

trưởng GDP ở mức 7,1% năm 2002.

Năm 2003, tình hình kinh tế, chính trị trên thế giới có nhiều biến ñộng, do

7 Các chính sách gồm mở rộng tín dụng, tăng chi tiêu chủ yếu cho cơ sở hạ tầng. Lãi suất ñược ñiều

hành một cách linh hoạt, theo sát cung cầu vốn phục vụ phát triển và tăng trưởng kinh tế cao, bảo

ñảm nhu cầu vốn và hạn chế thiểu phát, tiến hành hạ lãi suất tiền cho vay và lãi suất huy ñộng ñể

tạo ñiều kiện cho các doanh nghiệp vay vốn vào ñầu tư mở rộng sản xuất.

ảnh hưởng chiến tranh Irắc (Iraq) giá xăng dầu và giá vàng tăng mạnh, ñặc biệt là

giá dầu tăng mạnh kéo theo hầu hết các mặt hàng trên thế giới ñều tăng cao. Trên

thực tế, hai tháng ñầu năm 2003 giá cả các mặt hàng của chúng ta ñã tăng 3,1%, vì

vậy có nhiều ý kiến trái chiều cho rằng khó mà ñạt ñược mục tiêu về lạm phát ñã ñề

ra cho cả năm 2003 là không quá 5%. Trước tình hình ñó, chính phủ buộc tăng giá

các hàng hóa dịch vụ, hoặc giảm phần nộp ngân sách, ñồng thời tăng mức tiền

lương cơ bản lên 38,1%, lương của người về hưu và người hưởng trợ cấp từ ngân

sách lên 35-40%. ðiều này có nghĩa là lượng tiền mặt trong lưu thông tăng lên ñáng

kể và cầu hàng hóa dịch vụ sẽ tăng. Kế hoạch ñầu tư phát triển của năm 2003 tăng

cao hơn 17% so với năm 2002. So với mục tiêu ñặt ra trước ñó, lạm phát trong năm

2003 là 3% và tăng trưởng 7,3%.

Nếu tính từ thời ñiểm xảy ra khủng hoảng tài chính khu vực 1997 cho ñến

năm 2003, thì có thể nhận thấy năm 2003 là một năm thành công nhất. Một loạt các

mục tiêu như tốc ñộ tăng trưởng, tỷ lệ lạm phát….ñều vượt kế hoạch. Kết quả này

một phần nhờ vào chính sách kích cầu chống giảm phát thực hiện từ năm 2000 ñã

phát huy tác dụng ở tầm trung hạn. Trên bình diện thế giới, ảnh hưởng của cuộc

chiến ở Trung ðông (Iraq) ñã khiến thị trường xuất khẩu ở Việt Nam bị ảnh hưởng;

cộng thêm vấn nạn dịch SARS tràn lan phần nào ñã gây thương vong cho các

nghành công nghiệp, dịch vụ trong nước thì có thể nhận ñịnh rằng tốc ñộ GDP vẫn

tăng nhanh là một thành công lớn của Chính phủ trong ñiều hành kinh tế.

Năm 2004, trong khi các tác ñộng tiêu cực của khủng hoảng Châu Á có

chiều hướng giảm. Kinh tế toàn cầu có dấu hiệu khởi sắc, cầu bắt ñầu tăng kéo giá

cả hàng hóa trên thế giới tăng theo. Vào thời ñiểm này, trong sáu tháng ñầu năm

2004, kinh tế trong nước lại gặp nhiều khó khăn xen lẫn với nhiều những thách thức

liên tiếp xảy ra: dịch cúm gia cầm xảy ra trên diện rộng, thời tiết rét ñậm kéo dài và

hạn hán nặng nề gây thiệt hại nặng nề ñến nông dân làm cho nguồn cung sản phẩm

gia cầm giảm mạnh trong khi cầu về thực phẩm tiếp tục tăng cao dẫn ñến giá cả

hàng hóa lương thực, thực phẩm tăng ñột biến (15,5%). Tình hình thế giới vẫn tuy

phần nào phục hồi nhưng vẫn còn dấu hiệu phức tạp, giá cả nguyên vật liệu trên thế

giới vẫn tiếp tục tăng, cùng với sự biến ñộng ở thị trường bất ñộng sản về nhu cầu

xây dựng tăng cao ñã làm cho giá ñầu vào của nguyên vật liệu tăng và cộng hưởng

với các ảnh hưởng trễ từ chính sách tiền tệ mở rộng chống thiểu phát ở những năm

trước ñã khiến giá tiêu dùng trong năm 2004 tăng cao hơn so với mức tăng giá tiêu

dùng ở các năm 2001, 2002 và 2003. Giá tiêu dùng so với tháng trước của tất cả các

tháng trong năm ñều tăng, chỉ số giá tiêu dùng tháng 12/2004 so với 12/2003 ñã

tăng lên 9,5%, lạm phát cả năm 2004 là 9,5%, giá bình quân năm 2004 tăng 7,7% so

với năm 2003, là mức tăng cao nhất so với mức tăng giá bình quân các năm gần ñây

(năm 2001 giảm 0,3%, năm 2002 tăng 3,9% và năm 2003 tăng 3,2%). Như vậy,

nguyên nhân giá cả năm 2004 tăng cao hơn so với các năm trước bao gồm cả nhân

tố bên ngoài, bên trong theo khía cạnh chi phí ñẩy và cầu kéo và cả yếu tố kỳ vọng

của dân chúng.

Năm 2005, kinh tế - xã hội phát triển tương ñối ổn ñịnh. Giá tiêu dùng tháng

12/2005 tăng 0,8% so với tháng trước. So với tháng 12/2004, giá tiêu dùng tăng

8,4% (lạm phát cả năm 2005 là 8,4%). Theo ñó, là tốc ñộ tăng trưởng năm 2005 ñạt

9.5

8.4 8.4

8.2

7.8

7.3

7.1

6.9

6.7

6.6

0.8

-0.5

0 2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

-2

Tỉ lệ lạm phát

Tốc ñộ tăng trưởng

mức 8,4% tương ñối cao so với tốc ñộ tăng trưởng của những trước ñó.

Nguồn: Tổng Cục Thống Kê, ñơn vị %

Hình 2.3. Tốc ñộ tăng trưởng và tỷ lệ lạm phát, thời kỳ 2000-2006

Năm 2006, tổng sản phẩm trong nước năm 2006 theo giá so sánh ước tính tăng

8,17% so với cùng kỳ năm trước, trong ñó khu vực nông, lâm nghiệp và thuỷ sản

tăng 3,4%; khu vực công nghiệp và xây dựng tăng 10,37%; khu vực dịch vụ tăng

8,29%. Trong 8,17% tăng trưởng chung, khu vực nông, lâm nghiệp và thuỷ sản

ñóng góp 0,67 ñiểm phần trăm; khu vực công nghiệp và xây dựng ñóng góp 4,16

ñiểm phần trăm và khu vực dịch vụ ñóng góp 3,34 ñiểm phần trăm. Chỉ số giá tiêu

dùng tháng 12/2006 tăng 0,5% so với tháng trước và tăng 6,6% so với tháng

12/2005. Tỷ lệ lạm phát tính chung cho cả năm 2006 là 6,6%. Trong ñó, hàng ăn và

dịch vụ ăn uống tăng 7,9%, là nhân tố chính ñóng góp vào tăng giá tiêu dùng trong

cả năm. Có thể nói trong hai năm cuối của giai ñoạn 2000-2006, nền kinh tế Việt

Nam ñạt ñược những thành tựu ñáng tự hào: tốc ñộ tăng trưởng cao và kiềm chế

ñược lạm phát dưới 10%.

2.1.2. Lạm phát trong giai ñoạn từ 2007-2011

Nếu như giai ñoạn từ 2000-2006 ñược xem là một giai ñoạn mà nền kinh tế

Việt Nam có tỷ lệ lạm phát thấp, ổn ñịnh duy trì dưới một chữ số và tăng trưởng

cao, tốc ñộ tăng trưởng bình quân hàng năm là 7,49% thì giai ñoạn từ 2007-2011 tỷ

lệ lạm phát ở Việt Nam có chiều hướng mất ổn ñịnh, lạm phát tăng cao, kéo dài và

dao ñộng mạnh hơn so với các nước trong khu vực. ðã có nhiều nguyên nhân ñể

giải thích cho giai ñoạn này, nguyên nhân ñầu tiên ñược ñề cập nhiều nhất trong hầu

hết các nghiên cứu về lạm phát ở Việt Nam là do việc thực hiện chính sách tài khóa

và chính sách tiền tệ mở rộng ñược thực hiện từ 2000 và kéo dài nhiều năm cho ñến

2006. Kết quả là trong 3 năm liền từ 2004-2006 kinh tế Việt Nam có tốc ñộ tăng

trưởng bình quân rất cao trên 8% và ñược xếp vào hàng các quốc gia có tốc ñộ tăng

trưởng kinh tế cao trong khu vực. Chính việc tăng trưởng kinh tế quá nóng chủ yếu

chạy theo chiều rộng (số lượng) ñã tích tụ các mầm móng gây ra lạm phát cao cho

những năm tiếp mà biểu hiện ñược bắt ñầu bùng phát từ quý 3 năm 2007. Nguyên

nhân thứ hai, cũng ñược ñề cập ñến là việc Việt Nam chính thức trở thành thành

viên của Tổ chức thương mại thế giới (WTO) vào tháng 1/2007, với những cải cách

về cơ chế chính sách và môi trường ñầu tư ñã tạo ñiều kiện cho các luồng vốn nước

ngoài ñổ vào Việt Nam tăng mạnh. Do nhu cầu cần phải ổn ñịnh ñồng nội tệ, Ngân

hàng nhà nước bắt buột phải cung ứng một lượng lớn tiền VND ñể mua ngoại tệ vào

nhằm mục tiêu ổn ñịnh và nới lỏng tỷ giá ñể hỗ trợ xuất khẩu, nhằm mục ñích thúc

ñẩy tăng trưởng kinh tế, và chính ñiều này ñã làm cho tổng phương tiện thanh toán

tăng cao, thổi bùng lạm phát trong năm 2008. Cũng trong cùng thời ñiểm, một

nguyên nhân khách quan cũng giải thích cho việc gây lạm phát cao ở Việt Nam là

do xảy ra cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới kéo dài trong 2 năm từ năm 2008-2009,

ñã tác ñộng trực tiếp tới nền kinh tế non trẻ của Việt Nam, tác ñộng này cộng hưởng

với các tác ñộng trước ñó làm cho nền kinh tế Việt Nam phải hứng chịu thời kỳ tăng

trưởng thấp ñi liền với lạm phát cao.

Nhìn lại, tình hình kinh tế-xã hội năm 2007, ñây là năm bản lề của kế hoạch

5 năm lần thứ hai trong giai ñoạn 10 năm phát triển. Sau nhiều năm ñàm phán, sự

kiện ngày 1/1/2007, Việt Nam chính thức gia nhập vào tổ chức thương mại thế giới

(WTO). Với tình hình chính trị ổn ñịnh, an ninh quốc phòng bảo ñảm, ñã tạo môi

trường thuận lợi thu hút các nhà ñầu tư nước ngoài cũng như các doanh nghiệp

trong nước. Nhiều chủ trương, chính sách và giải pháp kinh tế, tài chính ñược ban

hành, bổ sung và hoàn thiện. Công tác cải cách hành chính ñược ñẩy mạnh, ñội ngũ

cán bộ lãnh ñạo và quản lý nhiều bộ ngành, ñịa phương ñược tăng cường cả số

lượng và chất lượng, trình ñộ chuyên môn, nghiệp vụ... tạo ñiều kiện giải phóng

mạnh mẽ sức sản xuất, mở rộng quan hệ hợp tác với nước ngoài. Kinh tế tăng

trưởng cao, tốc ñộ tăng GDP năm 2007 ñạt 8,48% bằng mức kế hoạch ñề ra, ñây là

mức tăng trưởng cao nhất trong vòng 11 năm gần ñây. Tốc ñộ tăng trưởng GDP

trong cả ba khu vực ñều tăng so với các năm trước ñó: khu vực nông nghiệp (tăng

3%), khu vực công nghiệp (tăng 10,33%) và khu vực dịch vụ (tăng 8,5%). Với tốc

ñộ này, Việt Nam ñứng vị trí thứ 3 về tốc ñộ tăng GDP so với các nước châu Á, chỉ

sau Trung Quốc (11,3%) và Ấn ðộ (khoảng 9%) và cao nhất trong các nước

ASEAN (6,1%). Bên cạnh, những thành tựu ñạt ñược trong năm 2007 ñã nâng vị

thế của Việt Nam lên tầm cao mới thì cũng trong năm này, thì những yếu kém của

nền kinh tế ñược tích tụ từ nhiều năm trước ngày càng bột lộ rõ.

Giá cả tăng cao, diễn biến phức tạp và chủ yếu tăng cao ở các tháng cuối năm.

Chỉ số giá tiêu dùng tháng 12/2007 tăng 2,91% so với tháng trước, so với tháng

12/2006 tăng 12,63%. Tốc ñộ tăng chỉ số giá ñã vượt qua tốc ñộ tăng GDP là

8,48%. Trong ñó, nhóm hàng ăn và dịch vụ ăn uống tăng 18,92%, riêng lương thực

tăng 15,4%, giá thực phẩm tăng 21,16%, giá vật liệu xây dựng tăng 17,12%, các

nhóm hàng hóa và dịch vụ khác tăng từ 1,69% ñến 7,27%. So sánh với mức lạm

phát của một số nước trong khu vực và trên thế giới như Trung Quốc: 6,5%;

Indonesia: 6,59%; Mỹ: 4,08%, Thái Lan: 3,21%, Khu vực ñồng Euro: 3,07%, Nhật

Bản: 0,7% thì tỷ lệ lạm phát của Việt Nam cao hơn rất nhiều. ðã có nhiều cách lý

giải về con số 12,63% tỷ lệ lạm phát năm 2007.

Nhóm các nguyên nhân khách quan ñến từ bối cảnh kinh tế toàn cầu

Thứ nhất, giá dầu và giá nguyên nhiên vật liệu ñầu vào của sản xuất liên tục

gia tăng và ñây cũng là mức giá nguyên vật liệu tăng cao nhất từ trước tới nay.

Thứ hai, xuất phát từ quá trình biến ñổi khí hậu toàn cầu, thiên tai dịch bệnh

diễn ra liên tiếp làm ảnh hưởng ñến sản xuất lương thực, thực phẩm ñẩy giá cả hàng

hóa này cao lên, cùng với ñó là những năm quá trình công nghiệp hoá ñược ñẩy

mạnh khiến diện tích ñất sử dụng cho trồng trọt, chăn nuôi bị thu hẹp. Tất cả những

ñiều kiện trên cộng hưởng lại làm sản lượng lương thực - thực phẩm ngày càng

giảm mạnh.

Thứ ba, phản ứng trước việc giá dầu và giá lương thực - thực phẩm liên tục leo

thang ñã tạo nên cú sốc cung rất lớn ñẩy lạm phát toàn cầu tăng cao, NHTW ở các

nước bắt buộc phải thực hiện thắt chặt tiền tệ thông qua tăng lãi suất chủ ñạo ñể

kiềm chế lạm phát. Từ quý 3/2007, giá dầu, giá lương thực - thực phẩm vẫn tiếp tục

tăng cao. Lo ngại lạm phát gia tăng sẽ làm cho kinh tế toàn cầu rơi vào suy thoái,

mặt ñể cứu vãn hệ thống ngân hàng; NHTW Châu âu, Nhật Bản, Anh cũng phải ñưa một lượng tiền

lớn ñể cứu vãn nền kinh tế.

các NHTW các nước không còn cách nào khác là phải bơm một lượng tiền khổng lồ ñể cứu vãn nền kinh tế8. Việc cứu vãn nền kinh tế thế giới rơi vào suy thoái bằng 8 Từ tháng 8/2007, Mỹ ñã phải ñưa ra nền kinh tế trên 2.300 tỷ USD, trong ñó có 800 tỷ USD tiền

biện pháp ñưa hàng nghìn tỷ USD ra nền kinh tế lại càng ñẩy lạm phát toàn cầu tiếp

tục tăng cao.

Nhóm các nguyên nhân chủ quan ñến từ nội tại nền kinh tế Việt Nam

Thứ nhất, các nhóm hàng nhập khẩu của Việt Nam như xăng dầu, sắt thép,

phân bón, thuốc trừ sâu - là những nguyên nhiên vật liệu ñầu vào chính của sản xuất

gia tăng mạnh mẽ. ðiều này ñã tác ñộng làm chi phí sản xuất tăng cao.

Thứ hai, giá lương thực, thực phẩm tăng cao cùng với sự biến ñổi khí hậu toàn

cầu trên thế giới ñã tác ñộng ñến nhiều quốc gia trong ñó có Việt Nam. Tình trạng,

dịch bệnh trong chăn nuôi, trồng trọt như: cúm gia cầm, lợn tai xanh, lở mồm long

móng ở lợn, vàng lùn ở lúa cùng với rét ñậm, rét hại cũng bị ảnh hưởng nặng nề

khiến cho nguồn cung lương thực - thực phẩm bị sụt giảm.

Thứ ba, tăng trưởng kinh tế Việt Nam từ trước ñến nay (2007) vẫn dựa trên

thâm dụng vốn ñầu tư cơ bản là chính. Sự phụ thuộc nhiều vào vốn ñầu tư ñể thúc

ñẩy tăng trưởng dẫn ñến hậu quả là muốn duy trì mức tăng trưởng cao phải tiếp tục

tăng vốn thêm nữa. Hơn nữa, công tác quản lý chưa chặt chẽ trong việc duy trì

chính sách kính thích kinh tế ở những năm trước ñã tạo ra mầm mống gây ra lạm

phát cao từ giữa năm 2007.

Thứ tư, dòng vốn nước ngoài chảy vào Việt Nam tăng vọt. Năm 2007 luồng

vốn FDI tăng 20,3 tỷ USD vốn ñăng ký, cao hơn nhiều so với mức 10,2 tỷ USD của

năm 2006, ñặc biệt là luồng vốn ñầu tư gián tiếp gia tăng mạnh mẽ khoảng trên 6 tỷ,

gấp 5 lần con số của năm 2006 mà chủ yếu ñổ vào thị trường chứng khoán, trái

phiếu... Với nguồn ngoại tệ tăng quá nhanh và ñột ngột, ñể tránh tình trạng ñô la

hóa NHNN phải bơm ra thị trường một lượng tiền lớn ñể mua ngoại tệ dự trữ, chính

ñiều này ñã gây sức ép làm lượng tiền trong lưu thông ngày càng tăng dẫn ñến tình

trạng mất cân bằng tiền – hàng trên thị trường góp phần thổi bùng lạm phát trong

năm 2008.

ðứng trước việc lạm phát bùng nổ, gây ảnh hưởng nghiêm trọng ñến ñời

sống của dân chúng, dưới sự chỉ ñạo sát sao của Chính Phủ, NHNN buộc phải

thực hiện các chính sách tiền tệ chặt với mong muốn nhanh chóng ñưa chỉ số giá

tiêu dùng giảm xuống9. Sự can thiệp quyết liệt của NHNN, sự quyết tâm của toàn

hệ thống ngân hàng trong việc kiềm chế lạm phát ñã ñem lại kết quả là lạm phát

ñã bị chặn ñứng và ñẩy lùi từ ñỉnh ñiểm 3,91% tháng (tương ñương 25,2% năm)

trong tháng 5/2008 xuống các mức thấp hơn trong các quý và giảm dần vào các

tháng ở quý IV/2008 (tháng 10 giảm 0,19%; tháng 11 giảm 0,76%, tháng 12

giảm 0,68%) góp phần kiềm hãm chỉ số giá tiêu dùng năm 2008 xuống còn

5.00%

4.00%

3.91%

3.56%

3.00%

2.99%

2.38%

2.20%

2.14%

2.00%

1.56%

1.13%

1.00%

0.18%

0.00%

-0.19%

Tháng 1

Tháng 2

Tháng 3

Tháng 4

Tháng 5

Tháng 6

Tháng 7

Tháng 8

Tháng 9

Tháng 10

Tháng 11 Tháng 12

-0.76% -0.68%

-1.00%

năm 2008

Nguồn: Tổng cục Thống Kê Việt Nam

19,89% thấp hơn con số 25,2% dự ñoán trước ñó.

9 Các công cụ chính sách tiền tệ ñược thực hiện từ ñầu năm 2008 bao gồm: tăng dự trữ bắt buộc; lãi

suất cơ bản và nghiệp vụ thị trường mở ñược sử dụng ñồng thời với những quy ñịnh siết chặt thị

trường chứng khoán, thị trường bất ñộng sản...

Hình 2.4. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2008

Mặc dù giá tiêu dùng năm 2008 tăng khá cao, nhưng xu hướng diễn biến

theo chiều hướng tích cực vào các tháng cuối năm là do: (i) Kết quả thực hiện ñồng

bộ 8 nhóm giải pháp nhằm kiềm chế lạm phát, ổn ñịnh kinh tế vĩ mô, bảo ñảm an

sinh xã hội và tăng trưởng bền vững, trong ñó ưu tiên mục tiêu kiềm chế lạm phát

với giải pháp thắt chặt tiền tệ là nguyên nhân cơ bản giữ cho lạm phát thấp hơn

20%. ðiều này cũng khẳng ñịnh những giải pháp mà Chính phủ ñề ra là hoàn toàn

ñúng hướng, kịp thời và ñạt kết quả tích cực, giá tiêu dùng ñã giảm dần từ tháng 10

năm 2008; (ii) Giá dầu thô và giá nhiều loại nguyên liệu hàng hoá khác trên thị

trường thế giới nước ta nhập khẩu với khối lượng lớn cũng ñã giảm mạnh vào

những tháng cuối năm, tạo thuận lợi cho giảm giá ñầu vào của sản xuất trong nước;

(iii) Tình hình sản xuất trong nước những tháng cuối năm cũng ñã bớt khó khăn

hơn, do các nguồn vốn và mức ñộ giải ngân khá nhanh.

Bước sang năm 2009, thời gian ảnh hưởng của suy thoái kinh tế toàn cầu ảnh

hưởng mạnh tới Việt Nam, nền kinh tế nước ta tiếp tục gặp nhiều khó khăn, thách

thức. Cuộc khủng hoảng tài chính của một số nền kinh tế lớn trong năm 2008 ñã

ñẩy kinh tế thế giới vào tình trạng suy thoái, làm thu hẹp ñáng kể thị trường xuất

khẩu, thị trường vốn, thị trường lao ñộng và tác ñộng tiêu cực tới nhiều lĩnh vực

kinh tế - xã hội khác của nước ta. Ở trong nước, thiên tai dịch bệnh xảy ra liên tiếp

trên ñịa bàn cả nước cũng ñã gây ảnh hưởng lớn ñến sản xuất và ñời sống dân cư.

Trong bối cảnh không thuận lợi ñó, ngay từ ñầu năm Chính phủ và các cấp, các

ngành ñã triển khai quyết liệt và ñồng bộ các giải pháp nhằm chủ ñộng phòng ngừa

tái lạm phát cao trở lại, khôi phục và ñẩy mạnh sản xuất kinh doanh, nhất là tập

trung phát triển thị trường trong nước; chỉ ñạo, ñiều hành tài chính, tiền tệ linh hoạt

nên mức lạm phát năm 2009 không cao.

1.60%

1.40%

1.38%

1.20%

1.17%

1.00%

0.80%

0.62%

0.60%

0.55%

0.55% 0.52%

0.44%

0.40%

0.37%

0.35%

0.32%

0.24%

0.20%

0.00%

-0.20%

Tháng 1

Tháng 2

Tháng 3

Tháng -0.17% 4

Tháng 5

Tháng 6

Tháng 7

Tháng 8

Tháng 9

Tháng 10

Tháng 11

Tháng 12

-0.40%

năm 2009

Nguồn: Tổng cục Thống Kê Việt Nam 2010

Hình 2.5. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2009

Nhìn vào biểu ñồ CPI năm 2009, cho thấy chỉ số giá tiêu dùng năm 2009

tương ñối ổn ñịnh, ngoài tháng 2 và tháng 12 chỉ số giá tiêu dùng tăng trên 1%, các

tháng còn lại giảm hoặc tăng thấp nên chỉ số giá tiêu dùng tháng 12 năm 2009 so

với tháng 12 năm 2008 tăng 6,52%, thấp hơn nhiều so với chỉ tiêu tăng dưới 10%

Quốc hội ñề ra. Chỉ số giá tiêu dùng bình quân năm 2009 tăng 6,88% so với bình

quân năm 2008, là mức thấp nhất trong 6 năm trở lại ñây (Chỉ số giá tiêu dùng bình

quân năm 2004 tăng 7,71%; năm 2005 tăng 8,29%; năm 2006 tăng 7,48%; năm

2007 tăng 8,3%; năm 2008 tăng 22,97%). Trong bối cảnh khủng hoảng tài chính

toàn cầu, nền kinh tế nước ta vừa ñạt mức tăng trưởng tương ñối khá (5,3%), vừa

duy trì ñược mức ñộ lạm phát không cao, ñây là thành công kép trong chỉ ñạo, ñiều

hành kinh tế vĩ mô vượt mục tiêu ñề ra và ñứng vào hàng các nền kinh tế có tốc ñộ

tăng trưởng cao của khu vực và trên thế giới.

Như vậy, chỉ trong vòng 3 năm từ 2007-2009 mà nền kinh tế Việt Nam trải

qua nhiều biến ñộng lớn. Nguyên nhân lạm phát là do tác ñộng tổ hợp của ba dạng

thức lạm phát: (i) Lạm phát cầu kéo: sự khan hiếm do ñầu tư công và ñầu tư của các

doanh nghiệp tư nhân tăng, dẫn ñến nhu cầu nguyên nhiên vật liệu tăng, thiết bị

công nghệ tăng, thu nhập người dân cũng như lượng kiều hối từ nước ngoài gửi về

tăng làm cho thu nhập tăng dẫn ñến nhu cầu của người dân tăng, ngoài ra là do nhu

cầu nhập khẩu lương thực thế giới tăng. Nhu cầu tăng ñột biến ñẩy giá cả các mặt

hàng tăng nhanh; (ii) Lạm phát chi phí ñẩy: giá nguyên nhiên liệu ñầu vào như:

xăng dầu các sản phẩm hóa dầu, thép, phôi thép…trên thế giới tăng mạnh, trong

ñiều kiện kinh tế nước ta phần lớn phụ thuộc vào nhập khẩu, ñồng thời thiên tai,

mất mùa cũng khiến dẫn ñến giá cả thị trường trong nước tăng; (iii) Lạm phát tiền

tệ: việc cung tiền ở Việt Nam tăng mạnh vào năm 2007 ñể mua ngoại tệ dự trữ làm

làm tăng lượng tiền trong lưu thông với mức 30%, hạn mức tín dụng cũng tăng cao,

thêm vào ñó là hệ quả của sự tăng tín dụng trong những năm trước ñó. Ngoài những

yếu tố khách quan còn do yếu tố chủ quan là từ cơ quan Nhà nước trong ñiều hành

kinh tế vĩ mô, nói chung việc kiểm soát vĩ mô của Chính phủ trong giai ñoạn này là

khá lúng túng.

Năm 2010, mặc dù nền kinh tế thế giới ñang phục hồi và có những chuyển

biến tích cực, song nhìn chung chưa thực sự ổn ñịnh và vẫn còn tiềm ẩn nhiều yếu

tố bất lợi tác ñộng ñến kinh tế nước ta. Ở trong nước, thiên tai liên tiếp xảy ra, ảnh

hưởng không nhỏ ñến sản xuất và ñời sống dân cư. Trước bối cảnh ñó, Chính phủ

ñã kịp thời ban hành nhiều Nghị quyết, chính sách cùng các giải pháp và nhiệm vụ

cụ thể, nhằm tăng tính ổn ñịnh kinh tế vĩ mô; nâng cao chất lượng tăng trưởng; ngăn

chặn lạm phát cao trở lại. Với quyết tâm cao của cả nước, Việt Nam ñạt tốc ñộ tăng

trưởng năm 2010 là 6,78%, trong ñó quý I tăng 5,84%; quý II tăng 6,44%; quý III

tăng 7,18% và quý IV tăng 7,34%. Mặc dù, ñược ñánh giá là một trong những nước

sớm vượt qua giai ñoạn khó khăn và phục hồi nhanh sau khủng hoảng tài chính toàn

cầu nhưng chỉ số CPI của Việt Nam lại tăng quá cao so với mục tiêu trước ñó. Theo

số liệu từ Tổng cục Thống kê, chỉ số giá tiêu dùng tháng 12/2010 tăng 1,98% so với

tháng trước, so với tháng 12/2009 tăng 11,75%. Chỉ số giá tiêu dùng bình quân năm

2010 tăng 9,19% so với bình quân năm 2009.

2.50%

2.00%

1.98%

1.96%

1.86%

1.50%

1.36%

1.05%

1.00%

0.75%

0.50%

0.31%

0.23%

0.27% 0.22%

0.14%

0.06%

0.00%

Tháng 1

Tháng 2

Tháng 3

Tháng 4

Tháng 5

Tháng 6

Tháng 7

Tháng 8

Tháng 9

Tháng 10

Tháng 11

Tháng 12

năm 2010

Nguồn: Tổng cục Thống Kê Việt Nam 2011

Hình 2.6. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2010

Căn cứ vào biểu ñồ CPI năm 2010, ta thấy lạm phát tăng cao ở các tháng ñầu

năm (thuộc Quý I/2010) và cuối năm (thuộc Quý IV). Lạm phát tháng 1/2010 tăng

1,36%, tháng 2/2010 tăng 1,96%. Trong sáu tháng tiếp theo của năm 2010 (từ tháng

3/2010 - tháng 8/2010) tỷ lệ lạm phát tương ñối ổn ñịnh, dao ñộng nhẹ từ 0,06% -

0,75%, ñiều này cho thấy các biện pháp kiểm soát lạm phát của Chính phủ ñã bắt

ñầu phát huy tác dụng. Tuy nhiên, 4 tháng còn lại của năm từ tháng 9 cho ñến tháng

12/2010 lạm phát lại tăng trở lại mạnh mẽ góp phần ñưa tốc ñộ tăng CPI cả năm là

11,75%.

Xét về cơ cấu tăng giá năm 2010 theo các nhóm mặt hàng thì trong các nhóm

hàng hóa và dịch vụ, nhóm hàng ăn và dịch vụ ăn uống có chỉ số giá tiếp tục tăng và

tăng cao nhất với mức 3,31% so với tháng trước (Lương thực tăng 4,67%; thực

phẩm tăng 3,28%); tiếp ñến là nhóm nhà ở và vật liệu xây dựng tăng 2,53%; may

mặc, mũ nón, giày dép tăng 1,81%; ñồ uống và thuốc lá tăng 1,3%. Các nhóm hàng

hóa và dịch vụ có chỉ số giá tăng thấp hơn, ở mức dưới 1% gồm: Thiết bị và ñồ

dùng gia ñình tăng 0,86%; văn hóa, giải trí và du lịch tăng 0,51%; giao thông tăng

0,45%; thuốc và dịch vụ y tế tăng 0,41%; giáo dục tăng 0,07%. Riêng nhóm bưu chính viễn thông có chỉ số giá giảm 0,02%10.

Tóm lại, tình hình kinh tế-xã hội nước ta năm 2010 diễn ra trong bối cảnh

không ít khó khăn, thách thức nhưng với ñà phục hồi nhanh sau khủng hoảng ñã

vươn lên và ñạt ñược mức tăng trưởng khá với 6,78%. Bên cạnh những thuận lợi cơ

bản, sản xuất kinh doanh trong nước cũng gặp một số khó khăn do thị trường tài

chính, tiện tệ có những biểu hiện phức tạp, lạm phát có xu hướng tăng cao trong

những tháng cuối năm ñã làm cho lạm phát cả năm tăng 11,75%, cao hơn mục tiêu

ñược ñặt ra dưới 8%. Về cơ bản, lạm phát ñược kiềm chế; nhưng sang quý 4/2010,

lạm phát tăng cao ngoài khả năng dự ñoán. ðã có nhiều cách lý giải tại sao lạm phát

Việt Nam lại tăng cao vào các tháng cuối năm 2010, nguyên nhân chủ yếu không

phải do sai lầm của chính sách và ñiều hành vĩ mô, chính sách tiền tệ trong năm

cũng không phải là nhân tố làm cho lạm phát tăng cao. Nguyên nhân chính là xuất

phát từ những nhân tố khách quan như sự bất ổn kinh tế, giá cả thế giới và một số yếu tố chủ quan nội tại của nền kinh tế.11

Với kết quả kinh tế năm 2010, nền kinh tế có thể coi là ñã vượt qua ñược

nguy cơ suy thoái, tốc ñộ tăng trưởng kinh tế 2010 là 6,78%; các khu vực của nền

kinh tế có dấu hiệu phục hồi rõ nét: khu vực tiền tệ, ngân hàng tương ñối ổn ñịnh

sau thời kỳ bất ổn. Tuy nhiên, vấn ñề ổn ñịnh kinh tế vĩ mô kiềm chế lạm phát vẫn

ñến cung cầu hàng hóa, giá lương thực thực phẩm tăng do việc chủ ñộng ñưa giá lên ñể tạo ñiều

kiện cho các nhà sản xuất trong nước và nông dân; tăng lương cơ bản, tăng chi phí giáo dục, y tế;

do chi tiêu ngân sách và ñầu tư công khá lớn những năm qua và cả năm 2010; kết hợp tỷ giá tăng,

giá vàng tăng, yếu tố tâm lý kỳ vọng lạm phát trong dân dẫn ñến tổng cầu tăng ñột biến, làm giá

tăng mạnh ở thời ñiểm quý 4/2010…

ñang là chủ ñề quan tâm ñối với nền kinh tế Việt Nam vào năm 2011. Việc tỷ lệ lạm 10 Trích nguồn: Cổng thông tin Chính phủ 2010. 11 Trong nước, dịch bệnh trong nông nghiệp, bão lũ nặng nề ở miền Trung làm ảnh hưởng khá lớn

phát có biểu hiện gia tăng từ cuối năm 2010 và tăng tốc từ ñầu năm 2011. Chỉ mới 4 tháng ñầu năm12 mà tỷ lệ lạm phát ñã là 9,64% so với cuối năm 2010, vượt xa

ngưỡng 7% mà chính phủ ñặt làm mục tiêu cho cả năm vào thời ñiểm ñó quả thật là

ñáng quan ngại. Trong ba tháng tiếp theo, chỉ số CPI vẫn tiếp tục tăng: tháng 5 tăng

2,21%,, tháng 6 tăng 1,09%, tháng 7 tăng 1,17%. Hai tháng sau ñó, từ tháng 8, 9

con số này ñã giảm xuống dưới 1% hạn chế sự tăng trưởng của lạm phát. Tính

chung cho 9 tháng ñầu năm 2011, lạm phát của cả nước ñã là 15,68% so với thời

3.50%

3.32%

3.00%

2.50%

2.21%

2.17%

2.09%

2.00%

1.74%

1.50%

1.17%

1.09%

1.00%

0.93%

0.82%

0.53%

0.50%

0.36% 0.39%

0.00%

Tháng 1

Tháng 2

Tháng 3

Tháng 4

Tháng 5

Tháng 6

Tháng 7

Tháng 8

Tháng 9

Tháng 10

Tháng 11

Tháng 12

năm 2011

Nguồn: Tổng cục Thống Kê Việt Nam 2012

ñiểm cuối năm 2010.

12 Chỉ số giá tiêu dùng CPI tăng mạnh từ tháng 1/2011 với 1,74% so với tháng trước và ñỉnh ñiểm

mức 3,32% ở tháng 4/2011.

Hình 2.7. Biểu ñồ chỉ số giá tiêu dùng (CPI) các tháng năm 2011

Vào các tháng cuối năm 2011, từ tháng 10/2011-12/2011 chỉ số giá tiêu dùng

ñã có xu hướng giảm, CPI tháng 12/2011 tăng 0,53% so với tháng trước, thấp hơn

nhiều so với mức tăng 1,38% và 1,98% của cùng kỳ năm 2009, năm 2010 ñã góp

phần làm giảm tỷ lệ lạm phát của cả năm 2011 xuống còn 18,13% so với tháng

12/2010.

Nhìn chung, lạm phát năm 2011 tăng ñáng kể ở các tháng ñầu năm, có xu

hướng giảm dần vào các tháng cuối năm. Về nguyên nhân lạm phát ở Việt Nam,

có cả hai nhóm nguyên nhân chính: nguyên nhân khách quan và nguyên nhân

chủ quan.

Về nguyên nhân khách quan: do giá nhiều loại hàng hóa nguyên, nhiên vật liệu

chủ chốt như xăng dầu, phôi thép, khí dầu mỏ... trên thị trường thế giới tăng cao ñã

tác ñộng ñến giá xăng dầu, thép xây dựng, gas, phân bón... trong nước tăng cao,

ñiều này ảnh hưởng ñến cho chi phí sản xuất làm tăng sức ép lạm phát trong nước.

Nhưng nếu so sánh với tỷ lệ lạm phát năm 2011 của Việt Nam với tỷ lệ lạm

phát của các nước trong khu vực thì lệ lạm phát Việt Nam năm 2011 cao hơn các

nước khác rất nhiều. ðiều này cho thấy nguyên nhân khách quan không thể là nhân

tố chính làm cho tình hình lạm phát tăng cao, mà nguyên nhân chính có lẻ bắt

nguồn từ những yếu tố nội tại của nền kinh tế.

Nguyên nhân chủ quan: nguyên nhân của tình trạng lạm phát cao trong năm 2011 về cơ bản là do tiền tệ ñã ñược nới lỏng trong một thời gian dài13. Việc tăng

cung tiền trong những năm qua nhằm duy trì tốc ñộ tăng trưởng cao trong một thời

gian dài. Tuy nhiên, khi mất cân ñối giữa tốc ñộ tăng cung tiền và tốc ñộ tăng

trưởng GDP lớn thì sức ép lạm phát bắt ñầu xuất hiện. Nếu so sánh giữa tỷ lệ lạm

trưởng cung tiền M2 trong giai ñoạn 2000-2010 của Việt Nam là 31,4% dẫn ñầu khu vực, tiếp sau

là Trung Quốc (17,8%), Indonesia (13%), Philippines (10,2%), Malaysia (8,7%) và Thái Lan

(6,2%). Tính riêng cho năm 2010, tốc ñộ tăng cung tiền của Việt Nam thậm chí lên tới 33,3%.

phát và tốc ñộ tăng cung tiền của các nước trong khu vực cho thấy, lạm phát có xu 13 So với các nước trong khu vực, tốc ñộ tăng cung tiền M2 của Việt Nam khá cao. Tốc ñộ tăng

hướng tăng khi tốc ñộ tăng cung tiền tăng. Do ñó, có thể nói rằng, cung tiền tăng

nhanh là một trong những nguyên nhân cơ bản dẫn ñến tỷ lệ lạm phát cao của Việt

Nam trong giai ñoạn 2007-2011.

Tóm lại, với phân tích tình hình diễn biến về lạm phát ở trên, cho thấy các

nhóm nguyên nhân gây lạm phát cao ở Việt Nam trong giai ñoạn 2000-2011 là: lạm

phát do cầu kéo; lạm phát chi phí ñẩy; lạm phát do cơ cấu kinh tế; lạm phát do yếu

tố tiền tệ. Các nguyên nhân này sẽ ñược phân tích kỹ hơn ở mục 2.4.

2.2. Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong

giai ñoạn 2000-2011

Nghiên cứu quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế luôn là một vấn ñề

trung tâm của kinh tế vĩ mô. Những năm gần ñây, tình hình kinh tế Việt Nam phải ñối mặt với nhiều bất ổn: lạm phát cao, tốc ñộ tăng trưởng suy giảm14. Vì vậy, việc

nghiên cứu mối liên hệ qua lại giữa lạm phát và tăng trưởng ñể tìm ra biện pháp

nhằm mục ñích ổn ñịnh kinh tế vĩ mô: kiềm chế lạm phát và tăng trưởng bền vững

là một trong những nhiệm vụ quan trọng.

Xét về mặt lý thuyết, lạm phát có ảnh hưởng tích cực lẫn tiêu cực ñến tăng

trưởng. Các nghiên cứu của Akerlof, Dickens và Perry (1996) [20] và Ball, Mankiw

và Romer (1998)[22] cho thấy tỉ lệ lạm phát thấp sẽ không ảnh hưởng ñến tăng

trưởng thậm chí có tác dụng kích thích tăng trưởng. Theo nghiên cứu của Tobin

(1965), Mundell (1965) mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng là tỷ lệ thuận.

Các nghiên cứu này cũng trùng với quan ñiểm của trường phái Keynes và trường

phái tiền tệ khi cho rằng trong ngắn hạn, các chính sách nhằm hỗ trợ tăng trưởng

của Chính phủ sẻ làm gia tăng lạm phát. Tuy nhiên, tỷ lệ lạm phát cao sẽ gây ảnh

hưởng tiêu cực ñến tăng trưởng. Bởi vì, lạm phát gây giảm sút tổng cầu, gia tăng

14 Tốc ñộ tăng trưởng bình quân của giai ñoạn 2004 – 2007 là 8,2% ñã giảm xuống còn khoảng

6,1% cho giai ñoạn 2008 – 2011, và tỷ lệ lạm phát bình quân trong giai ñoạn 2007 – 2011 là

13,78%.

thất nghiệp, nó gây ra sự bất ổn cho môi trường kinh tế xã hội, làm thông tin trong

nền kinh tế bị bóp méo, khiến các quyết ñịnh ñầu tư, tiêu dùng, tiết kiệm trở nên

khó khăn hơn và lúc này lạm phát ñược xem như một loại thuế tàn bạo ñánh vào

nền kinh tế. Các nghiên cứu của Barro (1995)[23], Fischer (1983,1983), Bruno và

Easterly (1998) [28], Sbordone và Kuttner (1994) ñã chỉ ra giữa tăng trưởng và lạm

phát có mối quan hệ nghịch biến, lạm phát cao có ảnh hưởng tiêu cực ñối với tăng

trưởng trong trung và dài hạn.

Trên thực tế, các nghiên cứu thực nghiệm kiểm chứng lại mối quan hệ giữa

lạm phát và tăng trưởng ñược tiến hành bởi các trường phái kinh tế khác nhau. Cuối

cùng, các học thuyết kinh tế vĩ mô và kiểm nghiệm thực tiễn ñã chứng minh rằng

lạm phát và tăng trưởng có mối quan hệ nhân quả theo ñồ thị hình chữ U ngược.

ðỉnh chữ U ngược là ngưỡng lạm phát tối ưu. ðiều này cho thấy một khu vực “an

toàn”, khi lạm phát dưới ngưỡng tối ưu, quan hệ lạm phát và tăng trưởng là dương

và lạm phát tác ñộng tích cực ñến tăng trưởng nó khuyến khích ñầu tư và sử dụng

các nguồn lực. Ngược lại, khi lạm phát vượt trên ngưỡng tối ưu quan hệ lạm phát và

tăng trưởng là âm và lúc này lạm phát tác ñộng tiêu cực ñối với nền kinh tế và làm

giảm tăng trưởng kinh tế. Khan và Senhadji (2001) [47] ước lượng bằng phương

pháp bình phương cực tiểu phi tuyến (non-linear least squares estimation) với dữ

liệu của 140 quốc gia giai ñoạn 1960-1998 cho thấy ngưỡng lạm phát dẫn ñến giảm

tăng trưởng ở các quốc gia phát triển là 1-3% và ở các quốc gia ñang phát triển là 11-12%15. Drukker (2005) ñã khắc phục một số hạn chế trong cách tiếp cận của

Khan và Senhadji (2001) bằng mô hình tự hồi quy ngưỡng nội sinh mới (new

endogenous threshold autoregressive model) của Hansen (1999, 2000) ñể ước lượng

nhiều ngưỡng lạm phát. Nghiên cứu của Drukker (2005) cho thấy tồn tại hai

ngưỡng lạm phát là 2,6% và 12,6% tại nhóm các nước ñã công nghiệp hóa và một

15 Tuy nhiên, theo nghiên cứu bước ñầu của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF, 2006) về mức ñộ lạm phát

ở Việt Nam với các nước ðông Nam Á ñã chỉ ra rằng, mức lạm phát tối ưu cho tăng trưởng kinh tế

ở các nước vùng ðông Nam Á, trong ñó có Việt Nam khoảng 3,6%.

ngưỡng lạm phát 19,2% tại nhóm các nước chưa công nghiệp hóa. Bên cạch ñó, các

nghiên cứu của Fisher (1993), Sarel (1996), Darran Austin (2007) còn cho thấy lạm

phát và tăng trưởng có mối quan hệ phi tuyến.

Ở Việt Nam, mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng cũng phù hợp về mặt

lý thuyết. Với mức lạm phát cao thì lạm phát tác ñộng tiêu cực ñến tăng trưởng

(2007-2011) và với một tỷ lệ lạm phát thấp có tác dụng hỗ trợ tăng trưởng (2000-

Nguồn: Tính toán của các tác giả từ số liệu của GSO, ñơn vị % so với quý cùng kỳ năm trước.

2006).

Hình 2.8. Tốc ñộ tăng trưởng GDP và tỉ lệ lạm phát từ quý I/2000

ñến quý IV/2012

Số liệu từ tổng cục thống kê chỉ ra rằng, giai ñoạn từ 2000-2006 nền kinh tế

nước ta ñã ñạt ñược nhiều thành tựu như: tỷ lệ lạm phát ñược ổn ñịnh ở mức một

con số, tăng trưởng GDP cao và ổn ñịnh ở mức 6,7%-8,4% thì từ năm 2007 – 2011,

tăng trưởng có xu hướng chững lại và giảm xuống, tốc ñộ tăng trưởng GDP trong cả

giai ñoạn này chỉ ñạt trung bình 6,5%, không ñạt ñược mục tiêu 7,5-8% theo kế

hoạch và thấp hơn mức trung bình 7,5% trong giai ñoạn 5 năm trước ñó. Theo ñó,

lạm phát gia tăng mạnh và khó kiểm soát, ngoài những tác ñộng trực tiếp và tác

ñộng trễ từ yếu tố tiền tệ còn phải kể ñến những tác ñộng từ ngoại sinh khi nền kinh

tế chính thức hội nhập ñầy ñủ vào kinh tế thế giới. ðiều gì khiến tăng trưởng kinh tế

Việt Nam trong giai ñoạn 2007-2011 chậm lại trong khi lạm phát lại tăng cao? Như

ñã phân tích ở mục 2.1, tăng trưởng GDP của Việt Nam phụ thuộc khá nhiều vào sự

tăng vốn ñầu tư, sử dụng lao ñộng rẻ, khai thác tài nguyên thô và gia công hàng xuất

khẩu…trong khi ñó hiệu quả sử dụng vốn ñầu tư ở nước ta còn thấp ñã làm chi phí

cho tăng trưởng cao và dẫn ñến hệ quả là muốn duy trì mức tăng trưởng cao như kỳ

vọng bắt buộc phải tiếp tục tăng vốn thêm nữa và chính ñiều này ñã tạo áp lực làm

cho lạm phát tăng mạnh từ năm 2007 – 2011.

Qua kết quả phân tích số liệu sơ bộ cho thấy quan hệ tăng trưởng và lạm phát

của Việt Nam trong giai ñoạn 2000-2011 ta có một số kết luận:

Thứ nhất, lạm phát tác ñộng tới tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam có cả trong

ngắn hạn và dài hạn. Về dài hạn (5-10 năm) quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng là

nghịch biến và có thể có khả năng tồn tại quan hệ phi tuyến.

Thứ hai. về trung hạn (1- 4 năm) quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng có

dấu hiệu ñảo chiều tại một ngưỡng lạm phát dưới 10%. Cụ thể là, ñồng biến khi lạm

phát nằm ở mức dưới ngưỡng 10%, nghịch biến khi lạm phát ở mức trên ngưỡng

10%. ðồ thị (Hình 2.8) cho thấy diễn biến của tốc ñộ tăng trưởng và tỷ lệ lạm phát

có thể ñược chia làm hai giai ñoạn khá rõ rệt:

(i) Giai ñoạn từ quý I/2000 ñến quý IV/2006: ðây là giai ñoạn kinh tế Việt

Nam ñạt tốc ñộ tăng trưởng cao, khoảng từ 7,5-8,5%. Tỉ lệ lạm phát trong giai ñoạn

này tương ñối thấp dưới 10%.

(ii) Giai ñoạn từ quý I/2007 ñến IV/2011: ðây là giai ñoạn tốc ñộ tăng

trưởng kinh tế suy giảm. Tỉ lệ lạm phát trong giai ñoạn này không những tăng

nhanh, tăng rất cao mà còn biến ñộng rất lớn, ñiển hình là quý II và III/ 2008, tỉ lệ

lạm phát ñã lên tới gần 28%. Tốc ñộ tăng trưởng giảm xuống nhanh chóng, từ mức

8,3% vào quý I/2008 xuống 3,9% vào quý I/2009. Mặc dù tốc ñộ tăng trưởng ñã có

sự phục hồi ngắn trong 4 quý của năm 2010 lên mức gần 7% nhưng sau ñó lại giảm

xuống quanh mức 5% khi lạm phát tăng trở lại từ quý IV/2010 và ñạt mức cao nhất

là 22,4% vào quý III/2011.

Thứ ba, các cú sốc làm cho lạm phát tăng cao và khi tỷ lệ lạm phát cao sẽ

gây tác ñộng tiêu cực làm suy giảm tỷ lệ tăng trưởng. ðặc biệt, từ năm 2004-2011

hình thành vòng xoáy 3 năm 1 lần. Nguyên nhân hình thành cơ chế vòng xoáy tăng

trưởng thấp và lạm phát cao ở Việt Nam trong những năm trở lại ñây ñược [7] giải

thích là do chính sách kỳ vọng quá mức về tăng trưởng cao và lạm phát thấp chưa

phù hợp với thực trạng nền kinh tế. Nếu muốn theo ñuổi mục tiêu tăng trưởng cao

tất yếu phải chấp nhận mức lạm phát ở một mức nhất ñinh nào ñó.

2.3. Vai trò của chính sách tiền tệ trong kiểm soát lạm phát từ năm 2000

ñến 2011

2.3.1. Quy trình hoạt ñộng của của chính sách tiền tệ

Chính sách tiền tệ là một bộ phận của chính sách tài chính quốc gia ñược

coi là những công cụ chủ yếu của Chính phủ ñể tác ñộng tới các hoạt ñộng kinh tế

nhằm góp phần thực hiện những mục tiêu cơ bản của vĩ mô: thúc ñẩy tăng trưởng,

ổn ñịnh giá trị ñồng tiền, kiềm chế lạm phát và cải thiện cán cân thanh toán. Việc sử

dụng chính sách tiền tệ này thường phối hợp cùng với chính sách tài khóa nhằm

hướng tới những mục tiêu cụ thể trong từng thời kỳ. Vì mỗi quốc gia ñều có mục

tiêu, chiến lược phát triển kinh tế riêng nên việc ñiều hành CSTT hướng ñến mục

tiêu giữa các thời kỳ, các giai ñoạn của từng quốc gia là khác nhau nhưng chung

quy lại quy trình hoạt ñộng CSTT của NHTW ở các nước ñều tuân theo một nguyên

tắc chung như sau:

Mục tiêu hoạt ñộng

Công cụ CSTT

Tiền cung ứng của các TCTD tại NHTW

Mục tiêu trung gian * Tốc ñộ tăng tổng phương tiện thanh toán Tỉ giá Lãi suất

Mục tiêu cuối cùng * Kiểm soát lạm phát * Ổn ñịnh giá trị ñồng tiền *Thúc ñẩy tăng trưởng kinh tế

Mục tiêu ñiều tiết

Mục tiêu trung gian

Hoạt ñộng ñiều tiết

Hình 2.9. Quy trình hoạt ñộng CSTT của NHTW

Các công cụ của CSTT mà NHTW sử dụng sẽ tác ñộng trực tiếp ñến mục

tiêu hoạt ñộng, tiếp ñến là mục tiêu trung gian và sau cùng là tác ñộng ñến mục tiêu

cuối cùng. Như vậy, ñể ñạt mục tiêu cuối cùng như kiềm chế lạm phát, duy trì ổn

ñịnh tỷ giá hối ñoái, góp phần thúc ñẩy tăng trưởng kinh tế… thì NHTW phải theo

ñổi nhiều mục tiêu trực tiếp và gián tiếp khác nhau trước ñó. Vì vậy, việc lựa chọn

các mục tiêu của CSTT là rất quan trọng trong việc xây dựng và thực thi CSTT, nó

quyết ñịnh ñến tính chiến lược của CSTT ở Việt Nam.

2.3.2. Cơ chế lan truyền của CSTT ñến tăng trưởng kinh tế và lạm phát

ðể biết các mục tiêu cuối cùng nói trên có thực hiện ñược hay không, thì

NHTW phải chờ một khoảng thời gian. Lúc này, nếu kết quả thực hiện không ñạt

ñược như mục tiêu ñề ra, thì sẽ quá chậm ñể mà tiến hành bất kỳ sửa chữa nào. Do

vậy, bên cạnh các mục tiêu cuối cùng, NHTW cần phải xác ñịnh các mục tiêu trung

gian của chính sách tiền tệ trước khi ñạt ñến mục tiêu cuối cùng. Theo kết quả

nghiên cứu [3] ñã chỉ ra NHNN Việt Nam chọn mức cung tiền M2 làm mục tiêu

trung gian. Như vậy, tất cả các công cụ của CSTT mà NHNN thực hiện ñều nhằm

vào mục tiêu trung gian là mức cung tiền M2.

Các công cụ của CSTT

Tiền gửi của TCTD tại NHTW

Mục tiêu cuối cùng

Cung tiền

Mục tiêu trung gian

Cầu trong nước (C+I+G)

Áp lực lạm phát trong nước

Các loại lãi suất trên thị trường

Tổng cầu (Mục tiêu tăng trưởng)

Mục tiêu lạm phát

Công cụ tỷ giá

Cầu nước ngoài ròng (NX)

Áp lực lạm phát nước ngoài (giá nhập khẩu )

Nguồn: NHNN, [3]

Hình 2.10. Cơ chế lan truyền của CSTT ñến lạm phát và

tăng trưởng kinh tế

Theo quy trình hoạt ñộng của chính sách tiền tệ, thông qua công cụ CSTT

mà NHNN thực thi trước tiên sẽ tác ñộng ñến mục tiêu hoạt ñộng là tiền gửi của các

tổ chức tín dụng tại NHNN, tiếp theo là tác ñộng ñến mục tiêu trung gian là M2 và

sau cùng tác tác ñộng ñến mục tiêu cuối cùng. Theo sơ ñồ trên, ta có thể tóm tắt lại

cơ chế tác ñộng của CSTT ñến mục tiêu tăng trưởng kinh tế và lạm phát như sau:

Công cụ CSTT → Tiền gửi → M2 → (GDP, CPI)

Với mục tiêu kiểm soát lạm phát

Theo quan ñiểm của các nhà kinh tế học theo trường phái trọng tiền thì lạm

phát có nguồn gốc từ việc cung ứng tiền tệ. Vì vậy, muốn kiểm soát ñược lạm phát

ñòi hỏi phải kiểm soát lượng cung ứng tiền. Thông qua lý thuyết về phương trình số

lượng ta có thể giải thích ñược ñiều này:

Ms*V=P*Y

trong ñó, Ms – lượng cung ứng tiền tệ; V- tốc ñộ lưu thông tiền; P- giá cả và Y- sản

lượng.

Giả sử rằng, V- tốc ñộ lưu thông tiền và Y- sản lượng là không thay ñổi, khi

lượng cung tiền (Ms) tăng tất yếu sẽ làm cho mức giá tăng và lạm phát xuất hiện.

Nhưng quan ñiểm của các nhà kinh tế học theo trường phái Keynes thì cho

rằng, lạm phát có nguyên nhân từ sự biến ñộng của cung và cầu về hàng hóa dịch

vụ. ðồng thời cũng chỉ ra rằng, tiền chỉ là một yếu tố làm thay ñổi cầu và gây tác

ñộng làm cho lạm phát gia tăng. Về mặt trực quan ta có thể thấy ñược ñiều này, khi

công cụ của CSTT tác ñộng làm mức cung tiền tăng, lãi suất giảm, tác ñộng làm

tiêu dùng (C), ñầu tư (I) tăng khiến cầu nội ñịa tăng, kéo theo tổng cầu tăng làm

lạm phát trong nước gia tăng. Mặt khác, khi lãi suất giảm ñiều này ñồng nghĩa với

ñồng nội tệ giảm giá làm xuất khẩu ròng tăng, mà xuất khẩu ròng tăng tức là cầu

nước ngoài ròng về hàng hóa trong nước tăng, làm tổng cầu tăng theo và lạm phát

gia tăng.

Như vậy, lạm phát xảy ra do rất nhiều nguyên nhân khác nhau, nhưng trong

bất kỳ trường hợp nào thì NHNN ñều có thể kiểm soát ñược lạm phát thông qua các

công cụ của CSTT.

Với mục tiêu tăng trưởng

Cùng với mục tiêu kiểm soát lạm phát, ổn ñịnh giá cả thì CSTT cũng hướng

vào mục tiêu tăng trưởng kinh tế. Khi NHNN sử dụng các công cụ của CSTT sẽ tác

ñộng làm lượng cung ứng tiền tệ tăng lên, ñiều này làm cho lãi suất tín dụng giảm

xuống, qua ñó làm cho chi phí ñầu tư giảm và khuyến khích ñầu tư, làm ñầu tư tăng

và dẫn ñến tổng cầu cũng tăng, thúc ñẩy tăng trưởng kinh tế. Ngược lại, khi lượng

cung ứng tiền giảm làm cho lãi suất có xu hướng tăng, ñầu tư (I) giảm, tiêu dùng

làm cho tăng trưởng giảm.

Tiếp theo, dựa vào quy trình hoạt ñộng, cơ chế lan truyền của CSTT ñến tăng

trưởng kinh tế và lạm phát ñược trình bày ở trên, luận án sẽ khái quát lại hoạt ñộng

ñiều hành CSTT của NHNN trong việc hướng vào mục tiêu cuối cùng là kiểm soát

lạm phát và thúc ñẩy tăng kinh kinh tế ở Việt Nam trong cả giai ñoạn 2000-2011.

2.3.3. Hoạt ñộng ñiều hành CSTT của NHNN trong kiểm soát lạm phát và

tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam giai ñoạn 2000-2011

2.3.3.1. ðồ thị diễn biến của chính sách tiền tệ từ năm 2000 ñến 2011

Vì chính sách tiền tệ là một công cụ quản lý kinh tế vĩ mô quan trọng có tác

ñộng hầu hết ñến các mục tiêu kinh tế- xã hội của một quốc gia như: ổn ñịnh giá trị

ñồng tiền nội tệ, kiểm soát lạm phát thúc ñẩy tăng trưởng kinh tế. Cho nên ñể ñạt

ñược các mục tiêu ñề ra, ngoài các công cụ của CSTT mà NHTW sử dụng thì việc

quan trọng nhất là làm thế nào ñể hướng tới mục tiêu. Do vậy, ñể phân tích ñược vai

trò của CSTT mà NHNN Việt Nam ñã thực hiện trong suốt cả giai ñoạn nghiên cứu

bắt buộc chúng ta phải nhìn lại toàn cảnh về diễn biến của chính sách tiền tệ mà

41.2

38.96

33.59

29.8

30.39 29.65

27.5

25.53

24.94

NHNN ñã thực hiện.

%

20.3

17.7

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011

-10

Năm

Tăng trưởng GDP

Lạm phát

Tín dụng

Nguồn: NHNN, IMF, GSO, ñơn vị %/năm

Hình 2.11. Lạm phát, tín dụng, GDP và tốc ñộ tăng M2 từ 2000 – 2011

Do mục tiêu cuối cùng của chính sách tiền tệ là gắn liền với lạm phát và thúc

ñẩy tăng trưởng kinh tế, cũng giống như các phần trước ñã trình bày, diễn biến của

chính sách tiền tệ trong giai ñoạn 2000-2011 có thể ñược chia thành các thời kỳ:

2.3.3.2. Diễn biến của chính sách tiền tệ thời kỳ từ 2000- 2006

Do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính khu vực 1997, tăng trưởng

kinh tế Việt Nam chững lại so với các năm trước ñó, kéo theo tình trạng giảm phát ñột ngột bắt ñầu từ năm 1999 và kéo dài trong suốt 3 năm liền từ năm 1999-200116.

Trước tình hình như vậy, NHNN ñề ra mục tiêu của chính sách ñiều hành chính

sách tiền tệ năm 2000 là thực hiện theo hướng nới lỏng thận trọng ñể vừa ñảm bảo

mục tiêu ổn ñịnh giá trị ñồng tiền, kiểm soát lạm phát dưới 6%, ñạt tốc ñộ tăng

trưởng từ 5,5%-6%. ðồng thời, thực hiện chủ trương kích cầu của Chính phủ, ổn

ñịnh hệ thống ngân hàng. Chính vì vậy, mục tiêu trung gian ñăt ra cho năm 2000 là

tốc ñộ tăng cung tiền M2 dự kiến là 38%, tốc ñộ tăng trưởng tín dụng dao ñộng

trong khoảng từ 28%-30%.

Năm

Chỉ tiêu

Tăng trưởng GDP (%)

Lạm phát (%)

Tín dụng (%)

M2 (%)

2000

Mục tiêu

5,5-6 7,5-8

<6 < 5

38 23

28-30 20-25

2001

Mục tiêu

7-7,3

3-4

22-23

20-21

2002

Mục tiêu

7-7,5

< 5

2003

Mục tiêu

7,5-8

< 5

2004

Mục tiêu

8,5

< 6,5

2005

Mục tiêu

< 8

23-25

18-20

2006

Mục tiêu

Nguồn: Tổng cục Thống kê

Bảng 2.1. Mục tiêu của chính sách tiền tệ trong giai ñoạn 2000-2006

Năm 2001, thực hiện chiến lược 10 năm phát triển theo các mục tiêu chiến

lược do ðại hội ðảng lần thứ IX ñề ra: “ Xây dựng và thực thi chính sách tiền tệ

nhằm ổn ñịnh kinh tế vĩ mô, kiểm soát lạm phát, thúc ñẩy sản xuất và tiêu dùng,

kích thích ñầu tư phát triển ñảm bảo tăng trưởng cao và bền vững ”. Ngay từ ñầu

các năm 1999, 2000, 2001 lần lượt là 0,1%, -0,6%, 0,8%

năm 2001, NHNN ñã ñề ra mục tiêu cụ thể. Trong ñó, mục tiêu cuối cùng cho từng 16 Tốc ñộ tăng trưởng kinh tế năm 1999, 2000, 2001 lần lượt là 4,8%, 6,8%, 6,9%. Tỷ lệ lạm phát ở

năm ñược ñặt ra là: tốc ñộ tăng trưởng kinh tế bình quân cho các năm từ 2001-2005

là 7-7,5%, năm 2006 là 8%, tỷ lệ lạm phát bình quân cho cả kế hoạch 5 năm dưới

6%, năm 2006 là dưới 8%. Bên cạnh ñó, mục tiêu trung gian của ñược NHNN xây

dựng với mức tăng trưởng M2 trong khoảng 17% - 38%; tăng trưởng tín dụng dao

ñộng trong khoảng từ 17% ñến 30%, tỷ lệ nợ quá hạn không quá 4%.

ðể ñạt ñược các mục tiêu ñề ra, NHNN rất thận trọng trong ñiều hành chính

sách tiền tệ lỏng, các công cụ của chính sách tiền tệ ñược vận dụng linh hoạt ñã góp

phần tích cực thúc ñẩy sản xuất và xuất khẩu, tạo môi trường thuận lợi thúc ñẩy

phát triển kinh tế - xã hội. Các công cụ của chính sách tiền tệ ñược NHNN thực hiện

trong giai ñoạn này là:

+ Công cụ lãi suất: ðể khắc phục tình trạng kinh tế trì trệ do ảnh hưởng của

cuộc khủng hoảng tài chính khu vực 1997, từ năm 2000 Chính phủ ñã có kế hoạch

kích thích kinh tế thông qua nới lỏng tín dụng và mở rộng ñầu tư. Trong hai năm

2001 và 2002, NHNN liên tục cắt giảm lãi suất ñể kích thích tăng trưởng tín dụng.

Do nhu cầu ñầu tư tăng lên nên năm 2003, NHNN tiếp tục giảm lãi suất (lãi suất tái

cấp vốn từ 6,6% xuống 5%/năm; lãi suất chiết khấu từ 4,2% xuống 3%/năm, 2 lần

giảm tiền gửi USD) kết quả là và tốc ñộ tăng tín dụng nhanh hơn tốc ñộ huy ñộng

vốn. Do ảnh hưởng trễ của cung tiền ở các năm trước dẫn ñến lạm phát cao ở hai

năm 2004, 2005, ñể kiểm soát lạm phát theo ñúng mục tiêu ñề ra cho giai ñoạn

2001-2006, NHNN nâng mức lãi suất cơ bản từ 7,5% năm 2004 lên 8,5% năm

2005. Năm 2006, lãi suất trên thế giới có nhiều biến ñộng, ñặc biệt là USD làm cho

lãi suất VND biến ñộng, nên NHNN ñiều hành lãi suất theo hướng thận trọng linh

hoạt (lãi suất tái cấp vốn 6,5%/năm, lãi suất chiết khấu 4,5%/năm; lãi suất cơ bản

8,25%/năm). Tuy nhiên, với ñiều kiện thị trường trong quá trình mở hoàn toàn, sự

biến ñộng lớn của nguồn ngoại tệ, cơ chế lãi suất này ñôi khi ñã làm dịch chuyển

lượng tiền gửi từ nội tệ sang ngoại tệ. ðiều ñó ñòi hỏi phải có những công cụ khác

ñể hoàn thiện hơn cơ chế lãi suất nhằm ñảm bảo tính tự do hoàn toàn của nó.

+ Công cụ tỷ giá: Chính sách tỷ giá trong giai ñoạn này là chế ñộ neo tỷ giá

với biên ñộ hẹp, gần như cố ñịnh. Với cơ chế tỷ giá ñược áp dụng, diễn biến tỷ giá

ngoại hối trên thị trường ñã không có nhiều biến ñộng. Khoảng cách chênh lệch

giữa tỷ giá chính thức và tỷ giá trên thị trường tự do ñã thu hẹp ñáng kể, và NHNN

không có sự can thiệp ñột ngột nào.

+ Công cụ dự trữ bắt buộc: có vai trò trò tương ñối quan trọng trong ñiều tiết cung ứng tiền tệ17, tùy thuộc vào diễn biến của thị trường trong nước và quốc tế mà

NHNN sẽ quyết ñịnh mức ñiều chỉnh mức dự trữ bắt buộc của các tổ chức tín dụng,

tạo ñiều kiện mở rộng tín dụng, kích thích ñầu tư. Trong năm 2001, ñể tạo ñiều kiện

mở rộng tín dụng, kích thích ñầu tư NHNN ñã giảm tỷ lệ dự trữ bắt buộc ñối với nội

tệ xuống 3%, và ñể nhằm tăng khả năng huy ñộng ngoại tệ của các tổ chức tín dụng,

NHNN giảm dự trữ bắt buộc ñối với tiền gửi bằng ngoại tệ xuống còn 10%…. ðồng

thời, mức dự trữ bắt buộc còn ñược áp dụng cho cả những khoản tiền gửi ngoại tệ

và mở rộng diện kiểm soát cho các khoản tiền gửi huy ñộng dưới 24 tháng.

+ Nghiệp vụ tái cấp vốn: ðể ổn ñịnh lãi suất thị trường, từ tháng 4 năm 2003,

NHTW bắt ñầu tạo lập khung ñiều hành lãi suất. Từ ñó, lãi suất tái cấp vốn ñược

ñiều chỉnh là lãi suất trần, lãi suất chiết khấu ñược ñiều chỉnh là lãi suất sàn. ðồng

thời việc nới lỏng các ñiều kiện cấp vốn tạo cơ hội gia tăng vốn nhanh chóng trên

thị trường tiền tệ.

Nhìn chung, công tác ñiều hành chính sách tiền tệ của NHNN trong giai ñoạn

từ 2000-2006 cho thấy vai trò hết sức quan trọng của nó ñối với nền kinh tế Việt

Nam. Các công cụ ñược sử dụng rất thận trọng và linh hoạt bám sát với mục tiêu ñề

ra trong từng thời kỳ, biến ñộng lãi suất không lớn: lãi suất huy ñộng bình quân cao

nhất chưa ñến 9%; lãi suất cho vay ngắn hạn bình quân cao nhất dưới 12%/năm; lãi

suất cho vay dài hạn bình quân cao nhất chưa ñến 14%. Tỷ giá nhìn chung duy trì ở

2.3.3.3. Diễn biến của chính sách tiền tệ thời kỳ từ 2007-20011

mức ổn ñịnh.

Cuộc khủng hoảng tài chính ở Mỹ và khủng hoảng nợ công ở Châu Âu ñã

làm cho giá cả hàng hóa trên thị trường thế giới biến ñộng mạnh, ñặc biệt là giá dầu

17 Khi NHNN muốn tăng cung tiền thì giảm tỷ lệ dự trữ bắt buộc, còn khi NHNN muốn giảm cung tiền thì

tăng tỷ lệ dự trữ bắt buộc

thô, giá vàng khiến cho tăng trưởng kinh tế toàn cầu chậm lại từ 2007. Lạm phát

tăng mạnh trở lại cùng với những bất ổn trên thị trường tài chính ñã làm cho cuộc

khủng hoảng trở nên trầm trọng hơn lan tỏa ñến tất cả khu vực trên thế giới. Tác

ñộng từ hai cuộc khủng hoảng này ñã ảnh hưởng ñến Việt Nam thông qua nhiều

kênh khác nhau. Trong nước, lạm phát có xu hướng bùng phát, kinh tế có dấu hiệu

chững lại các ngành sản xuất trong nền kinh tế gặp nhiều khó khăn về vốn và ñầu

ra. Ngoài nước, sự gia tăng của giá cả hàng hóa quốc tế, sự mở cửa của Việt Nam

với thế giới khiến cho luồng vốn ñầu tư từ nước ngoài ñổ vào Việt Nam, ñẩy giá

chứng khoán và giá tài sản lên rất cao.

Trong bối cảnh ñó, NHNN ñã ñề ra một số chỉ tiêu cho từng năm cụ thể:

mục tiêu tăng trưởng kinh tế cho 2 năm 2007 và 2008 từ 8,2-9%, các năm tiếp

theo giảm dần 5% năm 2009, 6,5% cho năm 2010, và 7-7,5% cho năm 2011.

Cùng với, các chỉ tiêu về lạm phát ở các năm cũng có mục tiêu cụ thể: năm 2007

là dưới 8%, năm 2008 dưới 10%, năm 2009 dưới 15%, các năm 2010 và 2011

mục tiêu lạm phát dưới 7%. Theo ñó, các mục tiêu trung gian trong giai ñoạn này

ñược NHNN ñưa ra với tốc ñộ tăng trưởng M2 dự kiến từ 20- 25%; tăng trưởng

tín dụng từ 17% ñến 27%.

Bảng 2.2. Mục tiêu của chính sách tiền tệ trong giai ñoạn 2007-2011

Năm

Chỉ tiêu

Lạm phát (%)

M2 (%)

Tín dụng (%)

2007 2008 2009 2010 2011

Mục tiêu Mục tiêu Mục tiêu Mục tiêu Mục tiêu

20-23 na na 21-24 15-16

17-21 na na 23 20

Tăng trưởng GDP (%) 8,2-8,5 8,5-9 5 6,5% 7-7,5

< 8 < 10 < 15 < 7 < 7 Nguồn: Tổng cục Thống kê

ðể thực hiện các mục tiêu này, NHNN ñã ñiều hành CSTT theo hướng “thắt

chặt” “nới lỏng” chính sách tiền tệ tùy thuộc vào thể trạng của nền kinh tế.

Giai ñoạn “thắt chặt” CSTT từ 2007 ñến những tháng ñầu năm 2008

Mặc dù ñặt mục tiêu tăng trưởng kinh tế cho các năm 2007, 2008 cao lại ở

trong bối cảnh kinh tế - thị trường tài chính quốc tế có nhiều biến ñộng khó lường

gây sức ép ñối với ñiều hành tỷ giá và việc kiểm soát tổng phương tiện thanh toán

và tín dụng. Ngay từ ñầu năm 2007, Chính phủ ñã chủ ñộng cho mục tiêu ổn ñịnh

giá cả, kiểm soát lạm phát bằng chủ trưởng thắt chặt tiền tệ. Dưới sự chỉ ñạo của

Thủ tướng Chính phủ, NHNN ñã thực hiện những giải pháp và biện pháp cụ thể:

+ ðối với công cụ lãi suất: nhằm ổn ñinh thị trường và ñể tránh tác ñộng tiêu

cực từ chính sách tiền tệ tới tăng trưởng kinh tế, năm 2007 NHNN giữ nguyên các mức

lãi suất như: lãi suất cơ bản 8,25%/năm; lãi suất chiết khấu 4,5%/năm, lãi suất tiền gửi;

bỏ quy ñịnh trền về lãi suất tiền gửi bằng ngoại tệ ñối với pháp nhân từ 1/1/2007. Với

cách ñiều hành lãi suất như vậy, lãi suất trên thị trường tiền tệ tương ñối ổn ñịnh.

+ ðối với công cụ dự trữ bắt buộc: từ tháng 6/2007, NHNN ñã tăng mạnh tỷ

lệ dự trữ bắt buộc và mở rộng diện kỳ hạn tiền gửi phải dự trữ bắt buộc ñể hút tiền

về giảm bớt khả năng cho vay, cung ứng tiền của hệ thống ngân hàng.

+ ðối với công cụ ñiều hành tỷ giá: Trước sức ép ñồng nội tệ lên giá do cung

ngoại tệ lớn hơn cầu, NHNN ñưa 144.00 tỷ VND ra thị trường mua 9 tỷ USD tăng

dự trữ ngoại hối. ðồng thời, nhằm giảm áp lực lạm phát và tăng tính chủ ñộng cho

các tổ chức tín dụng trong kinh doanh ngoại tệ, NHNN ñã nới lỏng biên ñộ tỷ giá từ

+/-0,25% lên +/-0,5% +/-0,75%.

Năm 2008 là năm có nhiều thách thức lớn như nguy cơ lạm phát cao ñang

tiềm ẩn, nhập siêu cao và sự yếu kém về cơ sở hạ tầng ñang ñặt ra phải giải quyết,

trong khi yêu cầu phải ñạt ñược là kinh tế tăng trưởng cao 8,5% – 9,0% và lạm pháp

ở mức phù hợp, dưới tốc tốc ñộ tăng trưởng kinh tế, ñòi hỏi NHNN phải tiếp tục

thực thi chính sách tiền tệ thắt chặt, linh hoạt, thận trọng và chủ ñộng ngay từ ñầu

năm. ðể thực hiện mục tiêu này, công cụ CSTT của NHNN sử dụng trong năm

2008 gồm: lãi suất cơ bản (LSCB) ñã ñược NHNN ñiều chỉnh tăng lên mức 8,75%

từ 01/02/2008 và nhảy vọt lên mức 12% từ 19/05/08. Chưa ñầy 1 tháng sau ñó, từ

ngày 11/06/09, LSCB ñã ñược ñẩy lên mức ñỉnh là 14%. Cùng với LSCB, lãi suất

tái chiết khấu (LSTCK), lãi suất tái cấp vốn (LSTCV) cũng liên tiếp ñược ñiều

chỉnh tăng với ñỉnh tương ứng là 13% và 15% áp dụng trong khoảng thời gian từ

11/06/08-20/10/08. Tỷ lệ dự trữ bắt buộc ñối với các TCTD cũng ñược ñiều chỉnh

tăng trong khi lãi suất DTBB bị ñiều chỉnh giảm. Tỷ giá ñược NHNN ñã quyết ñịnh

nới biên ñộ dao ñộng từ +1% lên +2% (từ ngày 26/06/08). ðồng thời Chính phủ

cũng thực hiện chính sách tài khóa “thắt lưng buộc bụng” nhằm hạn chế lượng tiền

lưu thông như tạm hoãn, giãn tiến ñộ các dự án ñầu tư xây dựng cơ bản kém hiệu

quả (tiết kiệm 40.000 tỷ VND). Dồn vốn cho các dự án ñầu tư mang lại hiệu quả tức

thời cho nền kinh tế như các dự án nhà máy lọc dầu, nhà máy ñiện, xi măng... Chính

phủ còn giao các ñơn vị hành chính sự nghiệp và doanh nghiệp nhà nước phải tiết

kiệm chi thường xuyên 10%, tăng cường chống thất thu thuế và nuôi dưỡng nguồn

thu, cơ cấu lại các khoản nợ và rà soát lại các khoản vay của các doanh nghiệp nhà

nước, tổ chức ñánh giá hiệu quả hoạt ñộng ñầu tư của các tập ñoàn, tổng công ty

thuộc sở hữa nhà nước...

Giai ñoạn “nới lỏng” CSTT từ 10/2008 ñến những tháng 9/2010

Sau gần hai năm thực hiện chính sách tiền tệ “thắt chặt”, lạm phát ñã có chiều hướng giảm vào các tháng cuối năm 200818. Lo ngại cuộc suy thoái kinh tế

toàn cầu lan rộng có thể làm lạm phát ở trong nước giảm ñột ngột và tốc ñộ tăng

trưởng kinh tế chậm lại. Bắt ñầu từ tháng 10/2008, Chính phủ ñã chủ ñộng thực

hiện chính sách tài khóa và tiền tệ nới lỏng nhằm tăng tính thanh khoản cho thị

trường, khuyến khích các NHTM mở rộng tín dụng, kích thích ñầu tư, tiêu

dùng…các công cụ của CSTT ñược NHNN sử dụng một cách thận trọng, linh hoạt.

bằng các nghiệp vụ:

+ Công cụ lãi suất: LSCB ñã hạ dần từ ñỉnh 14% xuống 13% (từ 21/10/08), 12%

(từ 05/11/08) và liên tiếp ñược ñiều chỉnh tới 3 lần trong vòng 1 tháng cuối năm 2008

(11% từ 21/11/08, 10% từ 05/12/08, 8,5% từ 22/12/08) trước khi giữ ổn ñịnh ở mức

7% (từ 01/02/09) như hiện nay. Cùng với LSCB, LSTCK, LSTCV cũng ñược ñiều

chỉnh giảm; các NHTM ñược bán tín phiếu bắt buộc trước hạn; thay cơ chế ñiều hành

lãi suất cơ bản bằng cơ chế lãi suất thoả thuận từ cuối tháng 2 năm 2010.

+ Công cụ dự trữ bắt buộc: tỷ lệ dự trữ bắt buộc ñối với tiền gửi bằng VND

18 CPI các tháng ñầu năm 2008 lần lượt là: tháng 1: 2,38%; tháng 2: 3,56%; tháng 3: 2,99%; tháng

4: 2,2%; tháng 5: 3,91%; tháng 6:2,14%; tháng 7: 1,13%; tháng 8:1,56%; tháng 9: 0,18%.

giảm từ 11% xuống 3%; ñiều hành linh hoạt nghiệp vụ thị trường mở và hoán ñổi

ngoại tệ ñể hỗ trợ thanh khoản cho NHTM; ñiều chỉnh giảm lãi suất tiền gửi dự trữ

bắt buộc từ 10%/năm xuống 1,2%/năm.

+ Công cụ tỷ giá: NHNN ñã ñiều hành chính sách tỷ giá linh hoạt (ñiều chỉnh

tăng tỷ giá giao dịch USD/VND bình quân thị trường liên ngân hàng, kể từ ngày

23/2/2009 tăng biên ñộ tỷ giá giữa VND với USD từ +/-3% lên +/-5% ñối với giao

dịch mua bán của các NHTM); can thiệp mua bán ngoại tệ và thực hiện các biện

pháp chống ñầu cơ ngoại tệ. Vì vậy, tỷ giá ngoại tệ ñang dần ổn ñịnh, nhu cầu ngoại

tệ trong thanh toán những mặt hàng thiết yếu ñược ñáp ứng cơ bản ñầy ñủ.

Chính sách tiền tệ từ tháng 9/2010-2011

Những tháng cuối năm 2010, tình hình kinh tế thế giới lại diễn biến phức tạp,

lạm phát tăng, giá dầu thô, giá nguyên vật liệu cơ bản ñầu vào của sản xuất, giá

lương thực, thực phẩm trên thị trường thế giới tiếp tục xu hướng tăng cao. Trong

nước, thiên tai, thời tiết tác ñộng bất lợi ñến sản xuất và ñời sống; một số mặt hàng

là ñầu vào quan trọng của sản xuất như ñiện, xăng dầu vẫn chưa thực hiện ñầy ñủ

theo cơ chế giá thị trường buộc phải ñiều chỉnh tăng và lạm phát có chiều hướng

tăng ở các tháng cuối năm. Chính sách tiền tệ (CSTT) thắt chặt ñã ñược áp dụng kể

từ ngày 5/11/2010 và ñược tăng cường với Nghị quyết 11 ngày 24/2/2011. Có thể

nói, CSTT thắt chặt với các giải pháp hành chính hỗ trợ là một lựa chọn hợp lý

trước các bất ổn gia tăng trong nền kinh tế.

+ Công cụ nghiệp vụ thị trường mở: nghiệp vụ thị trường mở ñược sử dụng

khá tích cực. Tính chung 6 tháng ñầu năm 2011, NHNN ñã bơm ra thị trường mở là

2.300.062 tỷ VND, hút về 2.287.006 tỷ VND, mức bơm ròng là 13.056 tỷ VND.

Việc thắt chặt tiền tệ thông qua nghiệp vụ thị trường mở cùng với các chính sách

ñiều tiết vĩ mô khác ñã làm cho chỉ số giá tháng 6/2011 chỉ tăng 1,09% và giảm dần

ở các tháng tiếp theo.

+ Công cụ lãi suất: Trước tháng 3/2011 chính sách lãi suất ở Việt Nam

không có nhiều biến ñộng. Từ tháng 3/2011 lạm phát tăng cao, chỉ số giá tháng

3/2011 tăng 2,17%, với mục tiêu kiểm soát lạm phát và ổn ñịnh nền kinh tế NHNN

phải thực thi CSTT chặt ñiều này ñã tác ñộng làm tăng lãi suất tiền gửi và cho vay

của các NHTM. ðồng thời, quy ñịnh về mức lãi suất trần huy ñộng tiền gửi là 14 %

cho các NHTM.

+ Công cụ dự trữ bắt buộc: tăng dự trữ bắt buộc ñối với tiền gửi bằng ngoại

tệ từ 4% lên 7%.

+ Công cụ ñiều hành tỷ giá: ñiều chỉnh giảm giá VND (giảm 9,3% giá trị

VND so với USD) và thu hẹp biên ñộ giao ñộng (từ +- 3% xuống +-1%) vào ngày

11/2/2011.

+ Kiểm soát tín dụng: kiểm soát tốc ñộ tăng trưởng tín dụng năm 2011 dưới

20%, tổng PTTT khoảng 15-16%; tập trung ưu tiên vốn tín dụng phục vụ phát triển sản

xuất kinh doanh, nông nghiệp, nông thôn, xuất khẩu, công nghiệp hỗ trợ, doanh nghiệp

nhỏ và vừa; giảm tốc ñộ và tỷ trọng vay vốn tín dụng của khu vực phi sản xuất.

Lạm phát hai con số

- lạm phát 2 con số, M2 tăng cao

Kinh tế phục hồi yếu

Khủng hoảng và suy thoái toàn cầu

Kinh tế có dấu hiệu phục hồi

Năm 2008

Năm 2009

Năm 2010

Năm 2011

Nới lỏng

Thắt chặt

kích thích kinh tế

Rút khỏi kích thích

Hình 2.12. Tóm tắt vai trò của chính sách tiền tệ ở Việt Nam, từ 2007-2011

2.3.3.4. ðánh giá hiệu quả thực thi chính sách tiền tệ trong giai ñoạn từ

2000-2011

Quá trình ñiều hành chính sách tài chính tiền tệ trong giai ñoạn 2000-2011 ñã

chứng tỏ ñược vai trò hết sức quan trọng của nó ñối với nền kinh tế Việt Nam. Các

công cụ ñược sử dụng tương ñối linh hoạt, bám sát các mục tiêu ñã ñề ra trong từng

thời kỳ, và vì vậy ñã ñạt ñược những thành công nhất ñịnh:

Giai ñoạn 2000-2006:

Chính sách tiền tệ cho giai ñoạn 2000-2006 ñược duy trì theo hướng kiểm

soát chặt chẽ tốc ñộ tăng trưởng tiền tệ và tín dụng nhằm kiềm chế tốc ñộ tăng giá.

Nếu so với mức ñộ tăng trưởng GDP bình quân hằng năm của Việt Nam trước

khủng hoảng tài chính 1997 (8-9,5%) thì là tốc ñộ tăng trưởng của Việt Nam ñã

phục hồi ñạt mức 6,7% năm 2000, 7% năm 2002, 7,7% năm 2004, 8,4% năm 2005

và 8,17% năm 2006. So với mục tiêu ñã ñề ra cho cả giai ñoạn từ năm 2000-2006,

NHNN ñã thực hiện tốt yêu cầu ñặt ra và sự thành công của chính sách tiền tệ ở giai

ñoạn này chính là mục tiêu kinh tế then chốt cho kết hoạch phát triển kinh tế xã hội

cho các năm tiếp theo.

Bảng 2.3. Mục tiêu và kết quả thực hiện của chính sách tiền tệ trong

giai ñoạn 2001-2006

Năm

Chỉ tiêu

Tăng trưởng GDP (%) 7,5-8

Lạm phát thực tế (%) < 5

2001

Mục tiêu

Thực hiện

6,9

Thực hiện

0,8

2002

Mục tiêu

7-7,3

Mục tiêu

3-4

Thực hiện

7,1

Thực hiện

2003

Mục tiêu

7-7,5

Mục tiêu

< 5

Thực hiện

7,3

Thực hiện

2004

Mục tiêu

7,5-8

Mục tiêu

< 5

Thực hiện

7,7

Thực hiện

9,5

2005

Mục tiêu

8,5

Mục tiêu

< 6,5

Thực hiện

8,4

Thực hiện

8,4

2006

Mục tiêu

< 8

Thực hiện

8,17

Thực hiện

6,6

Nguồn: Tổng cục Thống kê

Giai ñoạn 2007-2011: là giai ñoạn mà kinh tế thế giới có những biến ñộng

mạnh và bước vào thời kỳ suy thoái gây ra những bất ổn khó lường ñối với nền

kinh tế Việt Nam. Trước bối cảnh ñó, NHNN ñã sử dụng rất kịp thời, ñúng ñắn,

quyết liệt các công cụ CSTT ñược sử dụng tương ñối linh hoạt bám sát với với

mục tiêu ñề ra trong từng thời kỳ phù hợp với từng ñiều kiện của nền kinh tế trong từng thời kỳ.19

Bảng 2.4. Mục tiêu và kết quả thực hiện của chính sách tiền tệ

trong giai ñoạn 2007-2011

Tăng trưởng

Lạm phát thực tế

Năm

Chỉ tiêu

GDP (%)

(%)

2007

Mục tiêu

8,2-8,5

Mục tiêu

< 8

12,6

Thực hiện

8,5

< 10

Mục tiêu

2008

Mục tiêu

8,5-9

Thực hiện

19,89

6,23

< 15

Mục tiêu

2009

Mục tiêu

6,52

Thực hiện

5,23

< 7

Mục tiêu

2010

Mục tiêu

6,5%

6,78

Thực hiện

11,75

7-7,5

2011

Mục tiêu

< 7

8,4

Thực hiện

18,13

Nguồn: Tổng cục Thống kê

So với tốc ñộ tăng trưởng chung của thế giới và của khu vực, Việt Nam trở

thành một trong những nước có tốc ñộ tăng trưởng khá trong khu vực và thế giới

19 ‘‘Thắt chặt” khi nền kinh tế rơi vào tình trạng lạm phát cao giai ñoạn 2007-2008 và ‘‘nới lỏng”

khi nền kinh tế rơi vào tình trạng suy thoái bởi khủng hoảng tài chính toàn cầu.

giai ñoạn 2007 - 2011.

Bảng 2.5. So sánh quốc tế về tốc ñộ tăng trưởng (%) trong

giai ñoạn 2007-2011

Khu vực/Năm

2007

2008

2009

2010

2011

Thế giới

5,1

2,5

-1,0

3,3

4,0

Châu Á –TBD

8,3

6,6

2,75- 4,5

8,3

5,6

Việt Nam

8,46

6,18

5,2

6,78

8,4

Nguồn: IMF

Nền kinh tế Việt Nam ñã và ñang có dấu hiệu dần ổn ñịnh và tăng trưởng trở

lại. Tuy nhiên, vẫn còn tiềm ẩn nhiều nguy cơ. Tốc ñộ tăng trưởng GDP còn thấp;

lạm phát có nguy cơ tăng do giá cả một số mặt hàng nhất là nguyên nhiên liệu ñầu

vào ñang tăng và sẽ tiếp tục tăng khi kinh tế hồi phục. Với những công cụ hữu hiệu

và sự ñiều hành linh hoạt của NHNN, chắc chắn chính sách tiền tệ sẽ là ñộng lực

tạo ñà thúc ñẩy nền kinh tế Việt Nam nhanh chóng phục hồi và tiếp tục phát triển

bền vững.

2.4. Phân tích các nhân tố cơ bản quyết ñịnh ñến lạm phát Việt Nam

trong giai ñoạn 2000-2011

Dựa trên những kiến thức có ñược từ việc khảo sát tình hình diễn biến biến

ñộng lạm phát của Việt Nam, giai ñoạn từ 2000-2011 ở mục này luận án sẽ tập

trung phân tích các nhân tố cơ bản quyết ñịnh ñến lạm phát ở Việt Nam trong suốt

cả giai ñoạn nghiên cứu.

2.4.1. Lạm phát bị ảnh hưởng bởi nhân tố tâm lý, kỳ vọng

So với những năm 1990, lạm phát của Việt Nam vào thời ñiểm ñó còn cao

hơn bấy giờ rất nhiều. Ngoài vai trò của việc thực thi ñồng bộ các công cụ tài chính,

tiền tệ và giá cả ñể chống lạm phát, thất nghiệp và ổn ñịnh giá cả ở hai thời kỳ lạm

phát này là rất quan trọng, thì một nhân tố khác cũng tham gia tác ñộng ñến chiều

hướng của lạm phát mà ít ñược nhắc ñến, ñó là nhân tố tâm lý hay sự kỳ vọng của

dân chúng. Sự kỳ vọng của dân chúng thường ñược hình thành theo hai cách, ñó là

kỳ vọng thích nghi (adaptive expectation) hoặc kỳ vọng hợp lý (rational

expectation) và tùy theo cách hình thành kỳ vọng sẽ ảnh hưởng khác nhau lên hiệu

quả quyết sách kinh tế. Chẳng hạn, nếu tâm lý của dân chúng kỳ vọng giá cả sẽ tiếp

tục tăng và thu nhập thực tế của họ còn bị giảm hơn khiến họ ñấu tranh ñòi tăng

lương. Mức lương ngày càng tăng gây áp lực ñối với chi phí sản xuất, dẫn ñến giá

tiêu dùng cao hơn và ñẩy lạm phát tiếp tục gia tăng. Ngược lại, nếu tâm lý của dân

chúng kỳ vọng lạm phát trong tương lai sẽ giảm thì chính sách kiềm chế lạm phát

của Chính phủ như con tàu xuôi dòng.

Lạm phát kỳ vọng là một hiện tượng tâm lý thường rất nhạy cảm với các

ñiều kiện hiện thời, ñặc biệt càng nhạy cảm hơn với những ñiều kiện có khả năng

tác ñộng trực tiếp ñến sự kỳ vọng của người dân. Sự ảnh hưởng của lạm phát kỳ

vọng ñến lạm phát hiện tại là rất mạnh mẽ mà thường rất khó giải thích. Vì thế, các

chính sách chống lạm phát sẽ khó khăn hơn khi mà yếu tố kỳ vọng chưa ổn ñịnh.

Trong quá khứ hiện tượng tâm lý này cũng ñã xảy ra ở Việt Nam, vào 17/12/2003,

NHNN phát hành ñồng 2 ñồng tiền mệnh giá 500.000ñ và 50.000ñ ñược in trên chất

liệu giấy polymer và ñưa vào lưu thông trong hệ thống tiền tệ quốc gia. Việc ñưa

vào lưu thông loại tiền mới theo giải thích của NHNN chẳng qua chỉ là một ñộng

tác nghiệp vụ bình thường. Nhưng do công tác tuyên truyền trên thông tin ñại chúng

vào thời ñiểm này không thuyết phục ñược phần lớn người dân, cho nên theo suy

luận tâm lý thông thường của dân chúng thì khi tiền mới mệnh giá cao thì lạm phát

tăng và ñã có nhiều luồng thông tin không chính xác lợi dụng gây ảnh hưởng tiêu

cực ñến tâm lý người dân, gây bất ổn thị trường và an toàn kinh tế xã hội. Cho ñến

giữa năm 2004, có nhiều ý kiến chuyên gia cảnh báo rằng chỉ số giá có dấu hiệu

tăng vọt, nhưng lúc ñó những lời cảnh báo này có lẽ chưa thu hút sự quan tâm của

nhiều quan chức. Việc chưa thực sự quan tâm ñến sự cảnh báo này, bởi vì việc tăng

giá khi ñó ñôi lúc ñược bị che khuất bởi những nhân tố khách quan, chẳng hạn như

dịch bệnh, thiên tai và giá dầu thế giới tăng. Hoặc theo ý kiến chủ quan có thể lại

cho rằng ñó là một cú sốc tạm thời và giá sẽ mau chóng trở lại bình thường. Và giá

cả ñã không bình thường và ñiều này ñã làm cho kỳ vọng của dân chúng thay ñổi.

Thêm vào ñó, kế hoạch cải cách tiền lương vào cuối năm 2004 có thể làm giảm lòng

tin của người dân vào ñồng Việt Nam, qua ñó tạo ra áp lực lạm phát...Gần ñây, khi

thông ñiệp của Chính phủ về nhiệm vụ của sáu tháng cuối năm 2008 là kiềm chế

lạm phát, và thông ñiệp này ñã tích cực làm thay ñổi kỳ vọng của dân chúng, lạm

phát vào những tháng cuối năm 2008 ñã có chiều hướng giảm rõ rệt (xem hình 2.4).

Trong khi nhiệm vụ 6 tháng cuối năm ñang ñược triển khai, các bộ, ngành ñua nhau

ñòi tăng giá. ðó là một sự kỳ vọng nguy hiểm và có thể làm hỏng những nỗ lực của

Chính phủ. ðiều này cho thấy rằng, bên cạnh những can thiệp thông qua các công

cụ kinh tế có thể trông thấy ñược thì một sự bất nhất về chính sách, một quyết ñịnh

trái ngược của các bộ ngành vì những lợi ích cục bộ, ñôi khi khiến dân chúng mất

niềm tin ở Chính phủ về quyết tâm chống lạm phát thì mọi nổ lực của Chính phủ,

cho dù ñúng ñắn, cũng chỉ thu ñược kết quả hạn chế. Rõ ràng, các nhân tố tâm lý có

tác ñộng ñáng kể ñến lạm phát ở Việt Nam.

2.4.2. Ảnh hưởng bởi nhân tố thay ñổi sản lượng

Sản lượng tiềm năng của một nền kinh tế ñược xác ñịnh bởi các yếu tố ñầu

vào bao gồm: vốn, lao ñộng và công nghệ sẵn có. Mức sản lượng tiềm năng phản

ánh năng lực của nền kinh tế trong việc cung cấp hàng hóa và dịch vụ cho xã hội.

Vì vậy, tốc ñộ tăng trưởng của sản lượng tiềm năng thể hiện mức ñộ tăng trưởng

của nền kinh tế. Vì sản lượng tiềm năng có liên quan chặt chẽ với lạm phát, nên

việc xác ñịnh sản lượng tiềm năng hoặc việc xác ñịnh ñộ chênh lệch giữa sản lượng

tiềm năng và sản lượng thực tế (Output gap ) cho phép ñịnh vị ñược nền kinh tế

ñang ở mức cao hoặc thấp hơn mức tăng trưởng bền vững mà không gây ra lạm

phát. ðây là một chỉ số ñánh giá lạm phát và có ý nghĩa ñối với hoạch ñịnh chính

sách vĩ mô của một quốc gia. Khi sản lượng thực tế lớn hơn sản lượng tiềm năng

thường ñược coi là dấu hiệu của dư cầu, gây áp lực tăng giá, cần thực thi chính sách

giảm cầu, có thể sẽ phải tăng lãi suất nhằm tránh cho nền kinh tế phát triển quá

nóng cũng như kiềm chế lạm phát. Ngược lại, khi sản lượng thực tế thấp hơn sản

lượng tiềm năng lạm phát có xu hướng giảm, có thể sử dụng chính sách vĩ mô ñể

kích thích tổng cầu.

Trích nguồn: Lê Quốc Hưng, NHNN

Hình 2.13. Mối quan hệ giữa tăng trưởng sản lượng thực, sản lượng tiềm năng

và chỉ số CPI, 2000-2010

Với chuỗi số liệu theo năm ở hình 2.12 cho thấy, chỉ số CPI bắt ñầu gia tăng

mạnh kể từ năm 2004-2008, thời ñiểm mà Chính phủ ñã thực hiện chính sách tài

khóa và chính sách tiền tệ nới lỏng ñể kích thích tăng trưởng từ 2000 ñã bắt ñầu

phát huy ở tầm trung hạn (1-3 năm) ñã góp phần làm cho mức tăng trưởng sản

lượng thực vượt quá mức tăng trưởng sản lượng tiềm năng của nền kinh tế, năm

2006 tốc ñộ tăng trưởng kinh tế lên tới trên 8,2%, năm 2007 là 8,5%, năm 2008 lạm

phát ở mức 19,89%. Mức sản lượng tiềm năng chỉ có dấu hiệu giảm xuống, trong

năm 2009 khi nền kinh tế trong nước chịu ảnh hưởng của khủng hoảng kinh tế toàn

cầu năm 2008. Tuy nhiên, bước sang năm 2010, chỉ số CPI lại có dấu hiệu tăng

mạnh trở lại khi sản lượng thực của nền kinh tế có dấu hiệu vượt mức sản lượng

tiềm năng. Tuy nhiên, lúc này Chính phủ không còn duy trì chính sách mở rộng do

trước ñó chính sách này gây ra một vòng xoáy lạm phát mới và buộc phải thực hiện

chính sách tiền tệ thắt chặt vào ñầu năm 2011.

2.4.3. Ảnh hưởng từ giá dầu thế giới

Do ñặc thù nền kinh tế Việt Nam là một nền kinh tế nhỏ, mở có tỷ lệ nhập

siêu khá mạnh, trong ñó chủ yếu là nguyên liệu ñầu vào cho hoạt ñộng sản xuất

trong nước. Do vậy, khi giá cả hàng hóa nguyên liệu ñầu vào cho sản xuất trên thị

trường thế giới tăng sẽ tác ñộng xấu tới hàng hóa trong nước cũng như giá cả hàng

hóa xuất khẩu của Việt Nam.

Bảng 2.6. Xuất, nhập khẩu và cán cân thương mại

Kim nghạch

2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009

2010

2011

(triệu USD)

Xuất khẩu

1520 1670 2014 2648 3244 3982 4856 6268 5709

7219

9625

Nhập khẩu *

1621 1974 2525 3196 3676 4489 6276 8071 6994

8480

1057

Cán cân thương mại

-

-9517

11,1

20,6

31,4

22,5

22,7

21,9

29,1

8,92

26,4

33,3

Tốc ñộ tăng

21,7

27,9

26,6

14,9

22,1

39,8

28,6

21,2

24,7

Xuất khẩu (%)

15,5

68,0

7,39

17,4

180,

26,9

-3,72

Nhập khẩu (%)

7,91

18,1

25,3

20,7

13,3

12,7

29,3

28,8

25,5

17,1

9,89

Nhập siêu/Xuất khẩu

Nguồn: Tổng Cục Thống Kê

Với số liệu từ bảng 2.3 ở trên cho chúng ta thấy toàn cảnh bức tranh xuất

và nhập khẩu của Việt Nam trong giai ñoạn 2000-2011, giá trị thu về khi xuất

khẩu hàng hóa của Việt Nam ra thị trường quốc tế là rất thấp, trong khi nhập

khẩu lại khá cao và tăng theo từng năm mà ña phần các yếu tố ñầu vào phải

nhập khẩu. Mức chênh lệch này cho thấy nền kinh tế Việt Nam phụ thuộc khá

nhiều vào nhập khẩu mà chủ yếu là nguyên liệu sản xuất, cho nên khi có sự

biến ñộng giá cả hàng hóa thế giới thì ngay lập tức sẽ tác ñộng xấu tới thâm hụt

cán cân vãng lai của Việt Nam cũng như khiến giá cả trong nước chịu áp lực rất

lớn khi giá cả hàng hóa thế giới biến ñộng.

120

100

m ă n

g n ù h t /

/

%

D S U

20002001 20022003 20042005 20062007 20082009 20102011

-5

Năm

Lạm phát(%)

giá dầu(USD/thùng)

Nguồn: Tổng cục thống kê, WB

Hình 2.14. Quan hệ giá dầu thế giới và lạm phát ở Việt Nam, 2000-2011

Trong các nguyên vật liệu ñầu vào nhập khẩu cho sản xuất thì xăng dầu là

mặt hàng phải nhập khẩu hoàn toàn. Vì thế, có thể xem xăng dầu là mặt hàng nhạy

cảm nhất vì ñây là nguồn năng lượng không thể thiếu của bất kỳ quốc gia nào.

Trong 4 năm, từ năm 2003-2006 kinh tế toàn cầu liên tục tăng trưởng cao, nhóm các

nước mới nổi ở ở khu vực Châu á, ñặc biệt là Trung Quốc ñã ñẩy nhu cầu năng

lượng toàn cầu tăng cao ñột biến, cùng với những bất ổn và xung ñột chính trị quân

sự tại khu vực Trung ðông là các nguyên nhân trực tiếp ñẩy giá dầu lên cao chưa

từng có trong lịch sử: nếu giá dầu thô thế giới năm 2003 là 26,84 USD/thùng, thì

giá năm 2004 tăng lên 30% so năm 2003, khoảng 35,09 USD/thùng, năm 2007 tăng

103,9% so với năm 2003, tức 71,55USD/thùng ñỉnh ñiểm là 110 USD/thùng trong

tháng 3/2008, chính giá dầu tăng mạnh ñã kéo theo giá các nguyên vật liệu ñầu vào

khác như sắt thép, phân bón, xi măng cũng liên tục gia tăng dẫn ñến giá nhập khẩu

tăng lên gây áp lực làm lạm phát tăng cao. Ngoài ra, lương thực-thực phẩm là nhóm

hàng hóa chiếm quyền số cao trong rổ hàng hóa tính CPI. Cho nên, khi giá lương

thực, thực phẩm thế giới tăng cao trong thời gian gần ñây (2007) ñã khiến giá gạo

xuất khẩu và giá một số mặt hàng thực phẩm xuất khẩu khác như: thuỷ hải sản gia

tăng cộng với chi phí sản xuất tăng cao ñã ñẩy giá lương thực, thực phẩm trong

nước tăng cao.

2.4.4. Ảnh hưởng từ tăng trưởng tiền tệ

Các nhà kinh tế học theo trường phái tiền tệ cho rằng lạm phát là vấn ñề

thuần túy về tiền tệ, ñược bắt nguồn từ việc duy trì bởi các chính sách tiền tệ và tài

khóa mở rộng. Theo lập luận của trường phái này, thì lạm phát Việt Nam trong giai

ñoạn 2000-2011 có nguồn gốc từ chính sách tiền tệ. Một bằng chứng nổi bật là tốc

ñộ tăng cung ứng tiền rộng M2 trong hơn thập kỷ qua.

Kế hoạch kích thích kinh tế thông qua chính sách tài khoá và chính sách tiền

tệ nới lỏng ñược thực hiện từ 2000 ñến 2006 ñã làm cho tăng trưởng kinh tế Việt

Nam ở các năm từ 2004-2007 rất cao, năm 2004 là 7,8%; 2005 là 8,4%; 2006 là

8,2% và 2007 là 8,5% nhưng do công tác ñiều hành còn thiếu kinh nghiệm ñã làm

mất cân bằng tiền-hàng và ñẩy mặt bằng giá của Việt Nam tăng liên tục gia tăng,

lạm phát bình quân từ 2005 ñến 2007 tăng trên 8,01%. Tín dụng ngân hàng tăng

mạnh trong một thời gian dài nhằm mục tiêu thúc ñẩy tăng trưởng kinh tế là một

nguyên nhân quan trong làm gia tăng tổng phương tiện thanh toán trong nền kinh tế.

Bên cạnh ñó, việc mở rộng tín dụng bằng việc nới lỏng ñiều kiện cho vay, cạnh

tranh nhau bằng giảm lãi suất cho vay, tăng lãi suất huy ñộng ñể tìm kiếm nguồn

vốn cho vay, chuyển ñổi mô hình, liên doanh liên kết với các doanh nghiệp, tập

ñoàn ñể tăng vốn ñiều lệ, mở rộng mạng lưới nhanh chóng vượt quá khả năng quản

trị, thành lập nhiều ngân hàng mới, và tất cả các ngân hàng này ñua nhau kiếm lợi

từ nghiệp vụ cho vay nên càng làm cho tín dụng của hệ thống ngân hàng tăng cao

trong suốt năm 2007 và 3 tháng ñầu năm 2008, ñó là nguyên nhân rất quan trong

gây sức ép rất lớn làm gia tăng lạm phát trong thời gần ñây.

Trích nguồn:Lê Văn Hinh, NHNN, ñơn vị % so với năm trước

Hình 2.15. Tín dụng cho nền kinh tế, huy ñộng và M2 (% GDP)

Với số liệu theo năm ở hình 2.3, ta có thể nhận thấy trong kể từ năm 2004 trở

ñi, ñi kèm với tốc ñộ tăng trưởng cung tiền (M2), tín dụng bình quân là trên

30%/năm ñã làm cho tốc ñộ tăng chỉ số CPI cũng tăng theo. Bên cạnh việc thực thi

chính sách tiền tệ và tài khóa nới lỏng chưa ñồng bộ, và thiếu kiểm soát thì việc gia

nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) vào tháng 1/2007 ñã tạo ñiều kiện cho

các luồng vốn (cả ñầu tư trực tiếp lẫn gián tiếp) nước ngoài ñổ vào Việt Nam tăng

mạnh. Ngân hàng nhà nước ñã phải tung ra một lượng tiền VND ñể mua ngoại tệ

vào nhằm mục tiêu ổn ñịnh và thực hiện chính sách phá giá nhẹ tỷ giá ñể hỗ trợ xuất

khẩu, và ñiều này làm cho tổng phương tiện thanh toán tăng cao, tác ñộng làm lạm

phát bùng phát trong năm 2008. Lo ngại lạm phát giảm vào các tháng cuối năm

2008 sẽ ảnh hưởng ñến tốc ñộ tăng trưởng kinh tế năm 2009, từ cuối tháng 10/2008

NHNN bắt ñầu thực hiện chính sách tiền tệ nới lỏng, thận trọng. Chính sách nới

lỏng này ñược duy trì cho ñến tháng 10/2010 vì lạm phát các tháng cuối năm 2010

có chiều hướng tăng mạnh. Từ tháng 11/2010 NHNN lại thực hiện chính sách tiền

tệ chặt và ñiều này ñã kiềm hãm ñà lạm phát tăng mạnh trong các tháng ñầu năm

2011, góp phần kéo lạm phát năm 2011 xuống còn 18,13%. Tóm lại, nếu như trước

năm 2007 biến ñộng lạm phát chưa thể hiện rõ có dấu ấn của chính sách tiền tệ thì

từ 2007 ñến nay (2011) biến ñộng của lạm phát của Việt Nam ñã thể hiện nhiều yếu

tố tác ñộng nhưng trong ñó yếu tố tiền tệ là rõ nét nhất.

Với phân tích ở trên, chúng ta có thể nhận dạng ñược các nhân tố tiềm năng

quyết ñịnh ñến lạm phát ở Việt Nam trong suốt cả giai ñoạn nghiên cứu. Những

nhân tố này bao gồm: lạm phát tiền tệ (chính sách tài chính - tiền tệ theo hướng kích

cầu thông qua việc tăng mạnh dư nợ tín dụng và tổng các phương tiện thanh toán

những năm gần ñây); lạm phát do yếu tố tâm lý, lạm phát do các chính sách tác

ñộng ñến tổng cầu và các cú sốc cung khác….

2.5. Tóm tắt chương 2

Tóm lại, qua việc phân tích diễn biến lạm phát và vai trò của việc ñiều hành

chính sách tiền tệ ở Việt Nam trong giai ñoạn 2000-2011, ta thấy diễn biến lạm phát

ở Việt Nam trong giai ñoạn 2000-2011 là rất phức tạp. Ngoại trừ giai ñoạn 2000-

2003 khi lạm phát thấp và ổn ñịnh ở mức 5%, tỷ lệ lạm phát ở Việt Nam trong giai

ñoạn từ 2007-2011 thường xuyên cao hơn, kéo dài lâu hơn và biến ñộng với chiều

hướng phức tạp khó lường. Nếu xét về lý thuyết và thực tiễn, lạm phát cao trong

những năm gần ñây bắt nguồn từ rất nhiều nguyên nhân khác nhau, trong ñó có cả

nguyên nhân khách quan và chủ quan. Tuy nhiên, dưới góc ñộ nào ñó, lạm phát cao

cũng bắt nguồn từ sự mất cân ñối vĩ mô, trong ñó có sự mất cân ñối giữa cung và

cầu tiền trong nền kinh tế. Vì các bất ổn này có liên quan chặt chẽ với nhau và vì

thế chúng cần ñược xem xét một cách ñồng thời. Do ñó, khi xem xét nguyên nhân

tăng giá chung trong những năm gần ñây cũng phải cần xem xét ñến mối quan hệ

giữa cầu tiền với lạm phát và tầm quan trọng của cầu tiền trong việc hoạch ñịnh

chính sách tiền tệ quốc gia tại Việt Nam.

Như vậy, ñể làm rõ thêm các nguyên nhân gây lạm phát cũng vai trò của

CSTT trong kiểm soát lạm phát ở Việt Nam trong hơn thập kỷ qua thì chương tiếp

theo của luận án sẽ ñề cập chi tiết các vấn ñề liên quan tới thực nghiệm về lạm phát,

cầu tiền. Cụ thể là việc: lựa chọn các biến, xây dựng các mô hình, phương pháp tiếp

cận (STR), lựa chọn mô hình phù hợp với cơ sở phân tích ở chương 2.

Chương 3

XÂY DỰNG CÁC MÔ HÌNH CHUỔI THỜI GIAN PHI TUYẾN

CHO PHÂN TÍCH LẠM PHÁT, CẦU TIỀN Ở VIỆT NAM

GIAI ðOẠN 2000-2011

Với kết quả phân tích thực trạng về diễn biến lạm phát ñược trình bày trong

chương 2 của luận án cho thấy lạm phát ở Việt Nam chịu ảnh hưởng bởi các nhóm

nhân tố cơ bản như: lạm phát kỳ vọng, cú sốc giá thế giới và áp lực từ tổng cầu

ñược thể hiện bởi khoảng chênh giữa sản lượng thực tế, sản lượng tiền năng và yếu

tố tiền tệ. ðể xây dựng mô hình phân tích lạm phát theo cách tiếp cận hồi quy

chuyển tiếp trơn tác giả sẽ chọn lựa mô hình lạm phát theo tiếp cận ñường Phillips

làm mô hình xuất phát. Vì vậy, nội dung chương 3 ñược chia thành bốn phần. Phần

ñầu, sẽ trình bày một số các mô hình tuyến tính phân tích lạm phát ở Việt Nam

trong thời gian gần ñây. Phần hai, sẽ thiết lập mô hình phân tích lạm phát cho Việt

Nam theo cách tiếp cận hồi quy chuyển tiếp trơn. Phần ba, xây dựng mô hình cầu

tiền phi tuyến phân tích ngưỡng lạm phát ở Việt Nam từ 2000-2011 theo tiếp cận

hồi quy chuyển tiếp trơn. Phần cuối, là tóm tắt chương.

3.1. Thực trạng về nghiên cứu lạm phát ở Việt Nam trong thời gian

gần ñây

* Nghiên cứu lạm phát của Võ Trí Thành (1997)

ðể xác ñịnh các nhân tố ảnh hưởng ñến lạm phát ở Việt Nam trong nửa ñầu

thập niên 1990, Võ Trí Thành ñã sử dụng hồi quy mô hình trễ ña thức có dạng

f gM gY

(

)

(3.1)

π t

ω π− , ,

tổng quát:

trong ñó, π là tỷ lệ lạm phát; gM là tỷ lệ cung tiền danh nghĩa; gY là tỷ lệ tăng trưởng sản lượng thực tế; ω là ñộ lệch giữa tỷ lệ mất giá tiền nội ñịa và lãi suất; πe là

tỷ lệ lạm phát kỳ vọng. Với cách xây dựng mô hình mà tác giả Võ Trí Thành ñưa ra

cho thấy lạm phát ở Việt Nam trong nữa ñầu thập niên 1990 phụ thuộc vào cung

tiền, tăng trưởng, lạm phát kỳ vọng và ñộ chênh lệch giữa tỷ lệ mất giá nội ñịa và lãi

suất. Với số liệu chuỗi thời gian theo tháng từ tháng 12/1990 cho ñến tháng

12/1994, tác giả thu ñược kết quả hồi quy tốt, và cho thấy gM, ω có ý nghĩa thống

kê rất cao và ñưa ra kết luận các yếu tố này có khả năng dự báo lạm phát. Trong khi

ñó, tổng các hệ số của gY lại không có ý nghĩa và dấu không phù hợp và khẳng ñịnh

* Nghiên cứu lạm phát của Phan Thị Hồng Hải(2005)

Trên cơ sở phân tích những yếu tố quyết ñịnh ñến mức lạm phát của Việt

biến gY tác ñộng lên lạm phát nếu tồn tại thì chỉ trong ngắn hạn.

Nam, giai ñoạn 1994-2003, tác giả Phan Thị Hồng Hải ñã xây dựng mô hình phân

(

)

(3.2)

cpi t

f M gdp Ratedepo Exr t

tích nguyên nhân lạm phát trong thời kỳ nghiên cứu của mình có dạng như sau:

Trong ñó, cpit là chỉ số giá tiêu dùng, ñại diện cho tỷ lệ lạm phát; M2 là lượng

cung tiền rộng; gdp là tổng sản phẩm quốc nội; Ratedepo là lãi suất tiền gửi kỳ hạn

3 tháng; Exr là tỷ giá hối ñoái.

Phương trình mà tác giả ñưa ra cho thấy, lạm phát của Việt Nam thời kỳ 1994-

2003 chịu ảnh hưởng bởi các yếu tố, bao gồm: tăng trưởng lượng tiền cung ứng; thu

nhập hay sản lượng của nền kinh tế; sự chuyển dịch giữa việc nắm giữ ngoại tệ và nội

tệ do những thay ñổi của tỷ giá và lãi suất ñồng tiền Việt. Với số liệu quý từ quý

I/1994 ñến quý 3/2004, bằng phương pháp ước lượng bình phương nhỏ nhất tác giả

ñã cho thấy kết quả hồi quy ñáng tin cậy, ñồng thời ñưa ra một số kết luận như sau:

- ðại lượng M2 có quan hệ tỷ lệ thuận với lạm phát;

- Lạm phát nhạy cảm với lãi suất;

- Tỷ giá có ảnh hưởng ñến lạm phát nhưng yếu. Khuyến nghị Việt Nam nên

chú trọng ñến vấn ñề lãi suất trong kiềm chế lạm phát.

* Nghiên cứu lạm phát của Bùi Duy Phú (2006)

∆

P f =

(

Rice ,

Oil

)

(3.3)

Với mô hình phân tích lạm phát ở dạng tổng quát:

Bùi Duy Phú ñã ñưa ra một số kết luận quan trọng:

- Lạm phát ở Việt Nam trong giai ñoạn 1997-2004 không có yếu tố tiền tệ tác

ñộng. Tuy nhiên, trong dài hạn ảnh hưởng của cung tiền ñến mức giá là rất yếu và

sau từ 1-3 quý.

- Giá dầu có ảnh hưởng ñến lạm phát nhưng yếu;

* Nghiên cứu lạm phát của Phạm Thị Thu Trang (2009)

- Lạm phát trong quá khứ có ảnh hưởng ñến lạm phát hiện tại.

Dùng mô hình chuỗi thời gian phi tuyến với số liệu tháng từ 1/2000 -

10/2008, Phạm Thị Thu Trang ñã chỉ ra một số nguyên nhân chính gây lạm phát của

Việt Nam trong giai ñoạn nghiên cứu là:

- Tiền tệ là yếu tố tác ñộng mạnh nhất tới lạm phát.

- Lạm phát trong quá khứ có tác ñộng ñến lạm phát hiện tại;

- Lạm phát trong nước có ảnh hưởng từ các cú số giá từ bên ngoài;

- Tổng cầu tác ñộng trực tiếp ñến lạm phát trong nước, tác ñộng mạnh nhất

* Nghiên cứu của TS Phạm Thế Anh (2009)

sau một tháng và tiếp tục kéo dài ñến 3 tháng tiếp theo.

ðể xác ñịnh các nhân tố quyết ñịnh ñến lạm phát ở Việt Nam, Phạm Thế Anh

ñã dựa trên các nghiên cứu về lạm phát ở các nền kinh tế chuyển ñổi trước ñó và

ñưa ra một mô hình mô hình IS – LM chuẩn cho một nền kinh tế nhỏ mở ñể áp

dụng cho Việt Nam. Với số liệu từ quý I-1998 cho ñến quý IV năm 2008, Phạm Thế

Anh cho một số nhận ñịnh:

- Thứ nhất, lạm phát của quý trước có ảnh hưởng lớn ñến lạm phát hiện tại.

Tác giả ñã giải thích rõ trong nghiên cứu của mình, là do sự phản ứng chậm trễ của

các chính sách kiềm chế lạm phát, tính chất “dai dẳng” của hành vi tăng giá, kì vọng

thích nghi về lạm phát (tức là, nếu lạm phát trong thời kì trước ở mức cao, công

chúng sẽ kì vọng mức lạm phát cao trong tương lai và gây ra lạm phát). Lạm phát ở

các ñộ trễ 2, 5 và 7 cũng có tương quan với lạm phát hiện tại nhưng theo chiều

ngược lại.

- Thứ hai, do chính sách trợ giá xăng dầu nên lạm phát trong nước trong thời

kỳ này (2009) không chịu ảnh hưởng bởi sự thay ñổi của giá dầu thế giới, mà chính

sự mất giá của ñồng nội tệ so với ñồng USD làm giá hàng nhập khẩu ñắt hơn và làm

tăng lạm phát trong nước.

- Thứ ba, kết quả ước lượng cho thấy sự thay ñổi của cung tiền có tác mạnh

* Nghiên cứu lạm phát của TS Nguyễn ðức Thành (2011)

ñến lạm phát kể từ quý thứ ba trở ñi sau khi thực hiện sự ñiều chỉnh chính sách.

Dựa trên những những kiến thức có ñược từ việc khảo sát tình hình biến ñộng

của lạm phát ở Việt Nam, Nguyễn ðức Thành và cộng sự dùng mô hình VECM mở

rộng với số liệu từ tháng 8/2001- tháng 3/2010 ñã cho một số kết luận:

- Lạm phát kỳ vọng ở Việt Nam là rất cao, và nó là một nhân tố quan trọng

ảnh hưởng tới lạm phát của Việt Nam trong hiện tại;

- Lạm phát bị ảnh hưởng bởi tỷ giá trong ngắn hạn là ñáng kể;

- Cung tiền vài lãi suất có tác ñộng ñến lạm phát nhưng với ñộ trễ; và việc

kiểm soát lạm phát một cách có hiệu quả là rất khó, một khi tốc ñộ ñiều chỉnh trên

* Nghiên cứu lạm phát của Vương Thị Thảo Bình (2012)

cả thị trường tiền tệ và thị trường ngoại hối tăng lên.

ðể phân tích ñộng thái giá cả-lạm phát ở Việt Nam trong thời kỳ ñổi mới,

Vương Thị Thảo Bình ñã xây dựng mô hình ñường Phillips áp dụng cho Việt Nam.

Với số liệu từ quý I/2000 ñến quý IV/2011 tác giả cho thấy kết quả hồi quy tốt và từ

ñó ñưa ra một số gợi ý về giải pháp kiềm chế lạm phát Việt Nam như sau:

- ðể kiềm chế lạm phát thì chính sách tài khóa vẫn là một công cụ hiệu quả;

- Các biện phát kích cầu phải thực hiện từ từ, thân trọng ñể tránh áp lực ñồng

thời từ lạm phát kỳ vọng và lạm phát cầu kéo.

Tóm lại, căn cứ vào kết quả tổng hợp về tình trạng nghiên cứu lạm phát ở Việt

Nam trong hơn thập kỷ ở trên cho thấy cho ñến thời ñiểm này số lượng các nghiên

cứu thực nghiệm về lạm phát ở Việt Nam không nhiều, chủ yếu vẫn là xác ñịnh các

nhân tố tác ñộng ñến lạm phát. Càng về sau, các kết quả nghiên cứu càng chất

lượng, trong ñó phải kể ñến là nghiên cứu TS. Phạm Thế Anh, TS. Nguyễn ðức

Thành... Các nghiên cứu này hầu như ñã mô tả gần như là ñầy ñủ các nguyên nhân,

các nhân tố tác ñộng ñến lạm phát và cho thấy gần như là toàn cảnh về tình hình

lạm phát ở Việt Nam trong giai ñoạn gần ñây, và theo tác giả ñây là một trong

những công trình nghiên cứu hay nhất mà tác giả ñã từng ñọc. Tuy nhiên, nhìn

chung các kết quả nghiên cứu ñều có một số nhận ñịnh khá giống nhau về nguyên

nhân gây lạm phát ở Việt Nam trong thời kỳ nghiên cứu, các nhận ñịnh giống nhau

của các tác giả về lạm phát ở Việt Nam có nguồn gốc từ cả những nguyên nhân

khách quan, chủ quan: lạm phát kỳ vọng, yếu tố tiền tệ; cú sốc giá và yếu tố từ tổng

cầu.... Bên cạch cách bằng chứng phân tích thực nghiệm, các tác giả còn ñề xuất các

giải phát kiềm chế lạm phát ở Việt Nam là rất có cơ sở.

Dựa trên các kinh nghiệm nghiên cứu thực nghiệm về lạm phát ở trong nước

trong thời gian gần ñây. Chúng tôi cho ñây là một kho tài liệu quý báu ñể làm sáng

tỏ và bổ sung cho những phân tích ñịnh tính ñược trình ở chương trước. Trên cơ sở

ñó, tác giả sẽ chọn lựa, và xây dựng mô hình phân tích lạm phát một cách hợp lý.

3.2. Xây dựng ñường Phillips phi tuyến phân tích lạm phát theo cách tiếp

cận hồi quy chuyển tiếp trơn

Trước hết, luận án ñề cập tới việc lựa chọn mô hình phù hợp ñể phân tích

lạm phát. Với phân tích thực trạng ở chương hai, cùng với bằng chứng về việc giảm

mạnh tỷ lệ lạm phát hàng năm trong giai ñoạn ñầu thập niên 1990, tăng mạnh trở lại

kể từ cuối năm 2007 ñến cuối năm 2008 và trong năm 2011 cho thấy lạm phát ở

Việt Nam chịu ảnh hưởng bởi các nhóm nguyên nhân: ngắn hạn, dài hạn và có cả

nguyên nhân khách quan và chủ quan. Cho ñến hiện nay (2011), biến ñộng của lạm

phát vẫn còn ñặt ra nhiều thách thức cho việc quản lý kinh tế vĩ mô và ñặc biệt

trong việc kiểm soát lạm phát ở Việt Nam. Do ñó, việc xác ñịnh các yếu tố ảnh

hưởng tới lạm phát ở Việt Nam và lượng hóa các tác ñộng này bằng mô hình kinh tế

lượng có thể ñược xem là ñã nắm bắt ñược những thay ñổi cấu trúc xung quanh thời

kỳ này. Và ñể lượng hóa các tác ñộng này có lẽ việc xây dựng một mô hình phân

tích lạm phát cho Việt Nam trong giai ñoạn chuyển ñổi theo cách tiếp cận hồi quy

phi tuyến là phù hợp.

3.2.1. Xây dựng mô hình

3.2.1.1. Cơ sở phương pháp luận

Một mô hình kinh tế vĩ mô thông thường ñược sử dụng ñể mô tả diễn biến

lạm phát là ñường Phillips. Phiên bản gốc ñường Phillips biểu thị mối tương quan

nghịch giữa tỷ lệ thay ñổi tiền lương danh nghĩa và tỷ lệ thất nghiệp. Trong thực

nghiệm mối quan hệ giữa này cũng ñược áp dụng vào xét cho mối quan hệ giữa lạm

phát giá và tổng sản lượng. Theo luật Okun, khi sản lượng thực tế mà lớn hơn sản

lượng tiềm năng thì tỷ lệ thất nghiệp sẽ thấp hơn so với tỷ lệ thất nghiệp tự nhiên, sẽ

xuất hiện áp lực gia tăng tỷ lệ lạm phát. Sự khác biệt giữa mức sản lượng tiềm năng

với mức sản lượng thực tế của nền kinh tế ñược gọi là khoảng chênh sản lượng. Vì

thế, khoảng chênh sản lượng ñược ñưa vào trong mô hình ñường Phillips làm chỉ số

phản ánh áp lực từ phía cầu.

Trên cơ sở phân tích về các nhân tố ảnh hưởng ñến lạm phát ñược trình bày ở

chương trước, ở Việt Nam lạm phát kỳ vọng có ảnh hưởng ñến lạm phát hiện tại.

ðây là hiện tượng thường thấy ở Việt Nam. Do ñó, biến lạm phát kỳ vọng sẽ ñược

ñưa vào trong mô hình ñể phân tích nguyên nhân gây lạm phát ở Việt Nam. Bên

cạnh, các cú sốc về ñiều chỉnh giá như giá lượng thực, thực phẩm thế giới và

nguyên liệu ñầu vào cho hoạt ñộng sản xuất trong nước tăng lên tạo áp lực tăng giá

trong nước thì một nhân tố khác là từ phía tổng cầu ñược thể hiện bởi ñộ lệch giữa

tốc ñộ tăng trưởng tổng sản phẩm trong nước so với tốc ñộ tăng trưởng tiềm năng

mà ta gọi tắt là khoảng chênh sản lượng. Nếu tốc ñộ tăng trưởng tổng sản phẩm

trong nước mà lớn hơn so với tốc ñộ tăng trưởng tiềm năng thì cũng sẽ xuất hiện gia

tăng tỷ lệ lạm phát. Chính vì thế, mà tất cả các nhân tố cơ bản trên ñều ñược ñưa

vào trong cùng một mô hình ñể phân tích nguyên nhân gây ra lạm phát ở Việt Nam

trong giai ñoạn nghiên cứu. Mô hình lý thuyết mà luận án trình bày dưới ñây chủ

yếu dựa trên mô hình ñường Phillips cơ bản nhưng có bổ sung thêm các cú sốc

cung. Do sự hạn chế về số liệu phản ánh các cú sốc cung như tiền lương, năng suất

lao ñộng, giá cả các yếu tố ñầu vào, nên mô hình luận án xây dựng ở ñây chủ yếu

xem xét vai trò các yếu tố ảnh hưởng ñến tổng cầu. Xuất phát ñiểm của ñường

Phillips là ñường Phillips biễu diễn lạm phát phụ thuộc vào lạm phát trong quá khứ,

ñộ chệch của tỷ lệ thất nghiệp so với tỷ lệ thất nghiệp tự nhiên và các cú sốc cung,

−

− k u u

(

)

(3.4)

& P t

d SS 3

d SS 4

và ta có thể viết ñường Phillips dưới dạng phương trình biễu diễn như sau:

Trong ñó, dấu chấm ở trên biến số hàm ý tỷ lệ phần trăm thay ñổi và

tP& là tỷ lệ lạm phát trong thời kỳ t;

+ (u-un) là tỷ lệ thất nghiệp chu kỳ;

+ SSpt là biến sốc cung ảnh hưởng tới mức giá hàng hóa như giá gạo thế giới;

là biến sốc cung ảnh hưởng tới mức tiền lương danh nghĩa; + SSwt

phải là hằng số. Số hạng thứ hai,

Trong phương trình (3.4), biến phụ thuộc là tỷ lệ lạm phát. Số hạng ñầu tiên ở vế tP& là tỷ lệ lạm phát kỳ vọng và là kỳ vọng thường là kỳ vọng thích nghi hàm ý rằng lạm phát có sức ỳ20. Sức ỳ xuất hiện vì lạm phát

trong quá khứ có ảnh hưởng ñến kỳ vọng về lạm phát trong tương lai và kỳ vọng

này sẽ tiếp tục tác ñộng ñến tiền lương và giá cả của mọi người. Nói rõ thêm, trong

mô hình tổng cung và tổng cầu, sức ỳ của lạm phát ñược giải thích chính là sự dịch

chuyển lên trên liên tục của cả hai ñường tổng cung và tổng cầu. Nếu giá cả tăng lên

nhanh chóng, người dân sẽ dự kiến giá cả sẽ tiếp tục tăng nhanh. Trong ngắn hạn, vị

trí của ñường tổng cung phụ thuộc vào mức giá dự kiến, và ñường tổng cung sẽ dịch

chuyển lên trên theo thời gian cho ñến khi có một sự kiện nào ñó ngăn nó lại, chẳng

hạn là một cú sốc cung và ñiều này làm thay ñổi lạm phát và qua ñó làm thay ñổi kỳ

(3.5)

& Pλ − t s

= ∑& P t

1 =

(

k u u−

vọng về lạm phát.

Số hạng thứ ba, cho thấy tỷ lệ thất nghiệp chu kỳ- ñộ lệch của thất

nghiệp so với mức tự nhiên của nó- tạo ra áp lực làm cho lạm phát tăng lên hoặc

20 Sức ỳ của lạm phát hay còn gọi là hiện tượng trễ là do cách người dân hình thành kỳ vọng.

giảm xuống. Tỷ lệ thất nghiệp thấp làm cho lạm cho lạm phát tăng lên. Tỷ lệ lạm

phát cao kéo lạm phát xuống. Tham số k phản ánh mức ñộ nhạy cảm của lạm phát

ñối với thất nghiệp chu kỳ. Theo ñịnh luật Okun thì ñộ lệch của sản lượng so với

mức tự nhiên của nó có quan hệ tỷ lệ nghịch với ñộ lệch của thất nghiệp so với mức

thất nghiệp tự nhiên. Vì thế, mối quan hệ giữa sản lượng và thất nghiệp ñược biễu

)

(

)

(3.6)

= d GAP d Y Y

−

= −

− k u u

2 (

diễn bằng phương trình:

Các số hạng còn lại là SSpt, SSwt là các cú sốc cung biểu thị của tác ñộng ngoại

sinh ñối với giá cả, chẳng hạn thay ñổi giá dầu, tiền lương tối thiểu. Cuối cùng, khi

thay các phương trình (3.5) và (3.6) vào phương trình (3.4) ta thu ñược ñường

Phillips phản ánh tỷ lệ lạm phát của nền kinh tế như sau:

& P t

& d P t s 1 −

d GAP d SS t

d SS 4

∑

1 =

(3.7)

Trong ñó, d0, d1… là các tham số; biến GAP gọi là biến khoảng chênh GDP,

3.2.1.2. Mô hình ñường cong Phillips dạng chuyển tiếp trơn (STR)

ñược xác ñịnh bằng hiệu số giữa tốc ñộ tăng sản lượng thực tế (Y) với tốc ñộ tăng sản lượng tiềm năng (Y ). Các biểu thức SSp và SSw 21 trong phương trình (3.4) khi làm thực nghiệm thường ñược thay thế bằng tốc ñộ tăng mức giá tương ñối của giá năng lượng thế giới và giá lương thực thế giới22.

Theo quy trình mô hình hóa STR ñược trình bày ở chương 1 của luận án, ñể

xây dựng một mô hình phân tích nguyên nhân lạm phát ở Việt Nam theo cách tiếp

cận hồi quy chuyển tiếp trơn, ñầu tiên tác giả ñã chọn mô hình tuyến tính ñường

Phillips ñể mô tả lạm phát là mô hình xuất phát. Với cách chọn mô hình ñường

Phillip có dạng (3.7) thì mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn của ñường Phillips dạng

21 Số hạng SSp và SSw trong (3.4) cho thấy lạm phát tăng và giảm do các cú sốc cung. Các số hạng

này thường thể hiện lạm phát do chi phí ñẩy vì các cú sốc cung bất lợi thường có xu hướng ñẩy lạm

phát cao lên 22 Giá năng lượng thế giới và giá lương thực thế giới ñược xét là giá dầu thế giới và giá gạo thế

giới

(3.7) sẽ có dạng như sau:

& P t

& d P t s − 1

d GAP d SS t

d SS 4

∑

= 1

)

(3.8)

G s ( t

d GAP d SS t

d SS 4

ε t

& d P t s − 1

∑

= 1

  

  

Trong ñó,

- d0, d1,… là các tham số và các biến ñã ñược ñịnh nghĩa như phần trước.

- εt là nhiễu phân phối ñộc lập ñồng nhất, với trung bình bằng không và phương sai σ2, còn G(st) là hàm chuyển tiếp. Sự thay ñổi mang tính cấu trúc hoặc

tính chất phi tuyến có thể ñược phản ánh thông qua G(st), ñây là hàm theo thời gian

(st = t) trong trường hợp thứ nhất (thay ñổi cấu trúc) hoặc một hàm phụ thuộc vào

một biến có thể quan sát ñược trong trường hợp thứ hai (phi tuyến). Hàm G này bị

chặn bởi, 0 ≤ G ≤ 1 với các giá trị hai ñầu mút G = 0 và G = 1 tương ứng với các cơ

chế khác nhau, có các hệ số ñể biểu thị sự thay ñổi giữa các cơ chế này. Chúng ta

)

( G s t

1 K

1 exp

−

(

)

s t

c k

∏ − γ

= 1

  

  

ñịnh nghĩa G thông qua hàm logistic:

Trong ñó, γ là ñộ dốc của hàm chuyển tiếp, và c là tham số ngưỡng cho biết vị trí

của tham số so với các quan sát st. Tại giá trị của tham số vị trí, nơi mà st = c thì G =

0.5 nó xác ñịnh vị trí trung tâm của khoảng thay ñổi của tham số.

3.2.2. Mô tả số liệu và thống kê các biến

ðể tiến hành kết quả thực nghiệm, Luận án sử dụng bộ số liệu chuỗi thời gian

theo tần xuất quý, từ quý I -2000 ñến quý IV-2011. Trong ñó, nguồn số liệu GDP và

chỉ số giá tiêu dùng so với cùng kỳ năm trước ñược lấy từ Tổng cục Thống kê Việt

Nam. Các cú sốc cung bất lợi ảnh hưởng ñến lạm phát ở Việt Nam thay thế bằng tốc

ñộ tăng mức giá tương ñối của giá năng lượng thế giới và giá lương thực thế giới.

Tuy nhiên, vì số liệu giá gạo thế giới không ñầy ñủ cho nên luận án chỉ xét tác ñộng

của sốc giá dầu thế giới ñược thu thập từ Ngân hàng thế giới (WB). Tóm lại, có tất

cả 48 quan sát cho các biến có mặt trong phương trình (3.8). Ta có thể tóm tắt các

kênh truyền tải ñến lạm phát như sau:

Hình 3.1. Các kênh truyền tải ñến lạm phát

Bảng 3.1. Mô tả các biến cơ sở và ký hiệu sử dụng

Tên biến

Ký hiệu

Nguồn

TCTK

Tổng sản phẩm trong nước giá 1994

GDP

TCTK

Chỉ số giá tiêu dùng

CPI

Giá năng lượng

Oil

Bảng 3.2 mô tả tính chất các biến cơ sở mà luân án sử dụng ñể ước lượng cho

phương trình (3.8). Mean cho biết giá trị trung bình của các biến, Median cho biết trung

vị của chúng. Maximun, Minimum tương ứng là giá trị cực ñại và cực tiểu của chuỗi

quan sát. Std. Dev là ñộ lêch chuẩn cho biết mức ñộ dao ñộng của biến số xung

quanh giá trị trung bình. Observations là số quan sát.

100

Bảng 3.2. Tóm tắt thống kê mô tả của các biến cơ sở ñược sử dụng

CPI

GDP

Oil

107.9729

104160.4

56.22917

Mean

107.6000

97895.50

56.30000

Median

127.9000

177765.0

121.0000

Maximun

97.60000

54477.00

19.30000

Minimum

7.171656

30137.96

28.71708

Std. Dev.

Observations

Nguồn: Tổng cục Thống kê và World Bank

Tỷ lệ lạm phát: CPI, ñơn vị: %; Tổng sản phẩm trong nước giá hiện hành: GDP, ñơn vị: tỷ

ñồng; Giá dầu thô thế giới: Oil, ñơn vị:USD/thùng.

Trước hết, chúng ta biễu diễn ñồ thị biến thiên của tất cả các biến trong mô hình 3.8

bởi Hình 3.2.

101

Nguồn: tính toán của tác giả.

Hình 3.2. ðồ thị của mô tả các biến trong mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn

của ñường Phillips có bổ sung yếu tố kỳ vọng

102

Kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị

Việc ñầu tiên phải thực hiện khi sử dụng phương pháp ước lượng chuyển tiếp

trơn là phải kiểm ñịnh xem bộ số liệu mô tả ở trên có tính dừng hay không. Vì thế,

tất cả các biến có mặt trong phương trình (3.8) ñều ñược tiến hành kiểm ñịnh nghiệm

ñơn vị. ðể tiến hành kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị luận án sử kiểm ñịnh Augmented

Dickey- Fuller (ADF) và ñộ trễ trong kiểm ñịnh ADF ñược lựa chọn theo các chỉ

Các giá trị tới hạn

tiêu AIC (Akaike Information Criterion) và SIC (Schwarz Information Criterion). Bảng 3.3. Kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị của các biến ñưa vào mô hình STR23

Quy tắc ra quyết ñịnh

Giá của trị thống kê kiểm ñịnh

1%

5%

10%

-3.581152

-2.926622

-2.602225

-5.113181

Bác bỏ nghiệm ñơn vị

D(logCPI)

-3.584743

-2.928142

-2.601424

-5.638092

Bác bỏ nghiệm ñơn vị

GAP

-3.577723

-2.925169

-2.600658

-3.838713

Bác bỏ nghiệm ñơn vị

D(logOIL)

Nguồn: tính toán của tác giả

Kết qủa kiểm ñịnh ở Bảng 3.3 cho thấy các biến ñưa vào trong mô hình (3.5)

ñều dừng. Do ñó, chúng ta có thể ước lượng mô hình (3.8). Vì mô hình (3.8) là mô

hình dạng phi tuyến cho nên bước ñầu tiên là phải thực hiện các kiểm ñịnh theo chỉ

ñịnh STR.

3.2.3. Kết quả kiểm ñịnh chỉ ñịnh mô hình

Khác với các mô hình tuyến tính việc xem xét chọn ñộ dài của trễ là một công

việc tương ñối phức tạp. Nghĩa là, không phải lúc nào trễ mà ta chọn kết quả chỉ ñịnh

cũng phù hợp. Chẳng hạn, ban ñầu luận án chọn ñộ dài là 4 quý ñể ước lượng. Tuy

23 GAP- biến khoảng chênh GDP, ñược xác ñịnh bằng hiệu số giữa mức sản lượng thực tế với mức sản lượng tiềm năng. Ở ñây, Luận án ñã sử dụng phương pháp lọc Hoddrick-Prescott ñể ño lường sản lượng tiềm năng.

nhiên, kết quả chỉ ñịnh cho thấy mô hình ñưa ra không có tính chất phi tuyến.

103

Bảng 3.4. Kết quả chọn lựa ñộ trễ cho mô hình STR

ñường cong Phillips (xem thêm phụ lục 2)

Trễ của biến Trễ của biến Mô hình Biến chuyển tiếp

nội sinh ngoại sinh ñề xuất

4 4 Tuyến tính Không

4 3 Tuyến tính Không

3 4 Tuyến tính Không

3 3 Tuyến tính Không

Nguồn: tác giả tính toán từ Jmulti

2 3 LSTR1 Gap (t-1)

Cuối cùng, ñộ trễ tốt nhất phù hợp với mô hình là trễ 2 cho biến nội sinh, và trễ 3

cho biến ngoại sinh. Bảng 3.4 cho ta kết quả của kiểm tuyến tính theo chỉ ñịnh của

STR.

Bảng 3.5. Kiểm ñịnh tuyến tính dựa vào chỉ ñịnh của STR

Biến chuyển F F4 F3 F3 Mô hình ñề

CPI_log_d1(t-1) 3.8340e-02

5.3594e-01 6.8986e-05 1.2042e-02 LSTR2

CPI_log_d1(t-2) 2.9196e-01

7.8154e-01 8.4986e-03 1.0435e-01 Linear

Gap(t) 2.1261e-02

2.0940e-01 3.2644e-03 1.3490e-03 LSTR1

OIL_log_d1(t) NaN

NaN 9.9642e-02 6.9362e-06 Linear

Gap(t-1)* 6.3105e-03

7.4784e-02 1.0874e-02 8.4567e-05 LSTR1

OIL_log_d1(t-1) NaN

NaN 2.2003e-02 1.0783e-02 Linear

Gap(t-2) 1.0864e-01

1.7616e-01 2.8876e-01 4.9381e-02 Linear

OIL_log_d1(t-2) NaN

NaN

2.5732e-02 6.8096e-06 Linear

Gap(t-3) 4.6329e-02

4.7337e-01 4.2888e-04 8.0966e-03 LSTR2

OIL_log_d1(t-3) NaN

NaN

2.2507e-02 1.0735e-02 Linear

TREND

NaN

1.9917e-02 1.2493e-03 Linear

Nguồn: Tính toán của tác giả

Chú thích: Thống kê F của giả thuyết gốc H01, H04, H03, H02 ñược ký hiệu là F, F4, F3, F2

tiếp xuất

104

Bảng 3.5 cho thấy kết quả của việc thực hiện kiểm ñịnh các giả thiết gốc H0,

H4, H3 và H2 thu ñược các giá trị thống kê tương ứng là F, F4, F3 và F2. Theo chỉ

ñịnh của STR biến GAPt-1 ñược chọn làm biến chuyển tiếp tốt nhất, mô hình tốt

nhất ñược chỉ ñịnh theo quy trình STR là mô hình có dạng LSTR1. Về mặt trực

quan cho thấy, sự lựa chọn này khá hợp lý, với một nền kinh tế mà tăng trưởng

nhanh hơn sản lượng tiềm năng, làm các tác nhân kinh tế gặp phải giới hạn năng

lực sản xuất, doanh nghiệp cần phải thuê thêm lao ñộng, sử dụng máy móc nhiều

hơn và tăng ñầu tư. ðiều này thường dẫn tới việc gia tăng chi phí sản xuất, bao gồm

cả chi phí tiền lương. Cuối cùng, việc gia tăng chi phí sản xuất sẽ chuyển vào giá

tiêu dùng, và khiến cho giá tiêu dùng tăng lên và áp lực lạm phát tiếp tục ñược thổi

bùng lên ở các năm tiếp theo.

3.2.4. Ước lượng mô hình phi tuyến

Vì tính tính tuyến tính của mô hình ñã bị bác bỏ, và mô hình ñược lựa chọn

có dạng LSTR1. Với cách chọn trễ như trên, tác giả thực hiện ước lượng theo

phương pháp hồi quy phi tuyến. Những tham số không có ý nghĩa thống kê sẽ ñược

loại bỏ dần khỏi mô hình cho ñến khi không thể. Kết quả ước lượng cuối cùng của

phương trình (3.8) theo hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) như sau:

logCPI =

0,88836

+

0,00303*GAP - 0,08384

GAP

* logOIL + 0, 7284 * t

t-1

0, 00391 * GAP

(3.8)

+ [2, 85407 * logCPI + 1, 83486 * logCPI t-1

t-2

t-1

+ 0, 53725 * logOIL

0,1860 * GAP

0, 36940 *

logOIL

t-2

t-1

t-2

logOIL

]

0,16113 * GAP

0, 878115

t-3

exp(2,7455 (

3, 339)}-

tGAP

Với kết quả ước lượng mô hình (3.8) trình bày ở bảng 3.6 (xem phụ lục 3),

cho thấy các biến ñộc lập giải thích ñược 97% biến ñộng của tỷ lệ lạm phát. Nhìn

chung, hầu hết các biến ngoại sinh và các trễ của nó ñều có mặt trong mô hình và tất

cả các hệ số ước lượng ñều có ý nghĩa thống kê.

105

Bảng 3.6. Kết quả ước lượng mô hình hai cơ chế LSTR1 của lạm phát

Biến Ước lượng SD t-star p-value

chuyển tiếp (estimate)

0.3452

0.88836

2.5733

0.0153

0.0033

0.00303

0.9265

0.3616

GAPt

0.0299

-0.08384

-2.8042 0.0088

∆logOILt

0.048

0.7284

15.1677

0.0000

GAPt-1

----- linear part ------

0.0000

2.85407

0.0415

0.0000

∆logCPIt-1

0.0000

1.83469

0.0165

0.0000

∆logCPIt-2

0.0245

0.00391

0.8742

0.1597

GAPt-1

0.0000

0.53725

0.0256

0.0000

∆logOILt-1

0.0000

-0.18606

0.0040

-0.0000

GAPt-2

0.0000

0.36940

0.1109

0.0000

∆logOILt-2

0.0000

-0.16113

0.0223

-0.0000

GAPt-3

0.0000

3.33862

0.0153

0.0000

∆logOILt-3

0.4779

2.74555

Gamma

0.0000

5.7444

0.0000

3.33862

0.0153

0.0000

-5.8771e+00

AIC

-5.3094e+00

-5.6666e+00

0.97

HQ R2

Var of resid

0.0022

0.0466

SD of resid

----nonlinear part ---

106

Sau khi ước lượng ñược mô hình thì việc tiếp theo là thực hiện các kiểm ñịnh

theo STR ñối với mô hình (3.8) như: không mắc tự tương quan, không có thành

phần phi tuyến bị bị bỏ sót và tính vững của tham số. Tất cả kiểm ñịnh ñều cho thấy

mô hình trên thỏa mãn mọi kiểm ñịnh. Ngoài ra, các giá trị p-value của kiểm ñịnh

LM về ARCH bậc 8, kiểm ñịnh Jarque- Bera của mô hình ñều phù hợp. Kết luận

rằng mô hình ñáng tin cậy và có thể sử dụng ñể phân tích ñược (xem phụ lục số 4).

3.2.5. Phân tích kết quả

Hệ số γ = 2,74555 cho biết tốc ñộ chuyển tiếp khá trơn từ thời kỳ lạm phát

“thấp” (G = 0) ñến thời kỳ lạm phát “cao” (G = 1). Còn giá trị c = 3,34 cho biết ñây

chính là giá trị ngưỡng cận trên của biến chuyển tiếp. Nghĩa là, khi tốc ñộ tăng của

biến khoảng chênh sản lượng thấp hơn giá trị ngưỡng cận trên này thì lạm phát thực

thu hẹp lại. Ngược lại, khi tốc ñộ tăng của biến khoảng chênh sản lượng lớn 3,34%

thì lạm hiện tại càng tăng (Hình 3.3 ).

Hình 3.3. Giá trị ngưỡng của biến chuyển tiếp GAPt-1

107

Hình 3.4. ðồ thị biễu diễn quá trình chuyển tiếp trơn của mô hình LSTR1

Căn cứ vào kết quả ước lượng ñược từ mô hình (3.8), ta thấy lạm phát ở Việt

Nam chịu ảnh hưởng bởi các nhân tố sau:

(i) Yếu tố tổng cầu: biến tổng cầu ñược thể hiện bởi biến khoảng chêch

lệch giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng (GAP). Kết quả ước lượng từ

mô hình cho thấy, tổng cầu tác ñộng mạnh nhất ñến lạm phát hiện tại là trong

một quý. ðộ trễ tác ñộng còn kéo dài ñến 3 quý. Ngoài ra, phát hiện từ mô hình

STR ñã chỉ ra rằng khi khoảng chênh sản lượng thu hẹp lại thì lạm phát suy giảm

nhanh chóng. Ngược lại, khi khoảng chênh sản lượng càng tăng, lạm phát trở nên

khó kiểm soát.

(ii) Lạm phát kỳ vọng: lạm phát hiện tại bị ảnh hưởng nhiều bởi lạm trong

quá khứ hay lạm phát kỳ vọng. ðây là yếu tố tác ñộng mạnh nhất tới lạm phát. ðộ

trễ tác ñộng là 2 quý. Tác ñộng tổng cộng của lạm phát trong quá khứ ñến lạm phát

108

hiện tại là:

2, 85407+1, 83469 = 4,68876 (iii) Nhân tố phía cung: các cú sốc cung (OIL) có tác ñộng trực tiếp tới lạm

phát hiện tại24. Tổng tác ñộng của cú sốc giá dầu ñến lạm phát hiện tại là:

-0, 08384 +0,53725+ 0, 3694+3,33862 = 4,16143

3.2.6. Kết luận và ñề xuất giải pháp

Kết quả ước lượng từ quy trình mô hình hóa (STR) ñã chỉ ra ñược các bằng

chứng thực nghiệm về nguồn gốc của lạm phát ở Việt Nam trong thời kỳ 2000-2011

như sau :

Thứ nhất, nghiên cứu này chỉ ra lạm phát trong quá khứ có ảnh hưởng ñến

lạm phát hiện tại. Theo kết quả từ mô hình cho thấy ñây là một yếu tố tác ñộng

mạnh nhất lạm phát hiện tại. Ta biết rằng, lạm phát hiện tại và lạm phát kỳ vọng

có ảnh hưởng quan trọng ñến các quyết ñịnh tiết kiệm, ñầu tư, lãi suất, sản xuất

và tiêu dùng. Các quyết ñịnh dựa trên kỳ vọng về lạm phát nhưng kỳ vọng lại sai

chệch so với lạm phát thực tế thì nhiều khả năng sẽ dẫn tới các kết cục phân bổ

nguồn lực không hiệu quả và làm yếu ñi hoạt ñộng kinh tế vĩ mô. Vì vậy, với các

biện pháp kiềm chế lạm phát của Chính phủ cần có thời gian ñể người tiêu dùng

thay ñổi lạm phát kỳ vọng, qua ñó dần lấy lại niềm tin của công chúng về một

môi trường giá cả ổn ñịnh hơn. ðiều này, cũng ngụ ý rằng bên cạnh những công

cụ kinh tế có thể trông thấy ñược thì Chính phủ cũng nên chú ý những yếu tố vô

hình tạo ra sự kỳ vọng.

Thứ hai, nghiên cứu ñã chỉ ra rằng nếu khoảng chênh giữa sản lượng thực tế

so với sản lượng tiềm năng cao (GAP-cao) thì tăng trưởng ảnh hưởng ñáng kể tới

lạm phát hiện tại, và GAP chính là dấu hiệu ñể nhận biết. Vì vậy, muốn kiềm chế

lạm phát thì chính sách tài khóa vẫn là một công cụ hữu ích. ðồng thời, mô hình

cho chi phí ñầu vào của sản xuất tăng và tác ñộng tới lạm phát

thực nghiệm cũng ñã xác ñịnh ñược một ngưỡng nhận biết cụ thể. Khi tốc ñộ tăng 24 Giá xăng, dầu thế giới tăng làm cho giá xăng, dầu nhập khẩu của Việt Nam tăng, làm

109

của khoảng chênh sản lượng ít hơn 3,34% lạm phát ñược duy mức ñộ ổn ñịnh và

kích thích tăng trưởng kinh tế. Ngược lại, khi tốc ñộ tăng của khoảng chênh sản

lượng vượt ngưỡng 3,49% thì nguy cơ lạm phát sẽ quay trở lại. ðây là kết quả quan

trọng ñược rút ra từ kết quả của mô hình STR.

Thứ ba, nghiên cứu cũng chỉ ra lạm phát ở Việt Nam trong thời kỳ nghiên cứu

chịu ảnh hưởng từ phía cung. Chẳng hạn, khi giá dầu thế giới tăng lên làm cho giá

nhập khẩu ở Việt Nam tăng theo. Khi giá nhập khẩu tăng sẽ làm tăng chi phí ñầu

vào của sản xuất, làm tăng giá hàng tiêu dùng trong nước và tác ñộng tới lạm phát.

Do vậy, ñể thực hiện mục tiêu kiềm chế lạm phát, ổn ñịnh vĩ mô kinh tế, Chính phủ

cần kiểm soát chặt chẽ nhập khẩu, bảo ñảm giá xăng dầu trong nước bám sát giá

xăng dầu thế giới. Kiên quyết không ñể xảy ra tình trạng lạm dụng các biến ñộng

trên thị trường ñể ñầu cơ, nâng giá, nhất là các mặt hàng thiết yếu cho sản xuất và

tiêu dùng, như: xăng dầu, sắt thép, xi măng, thuốc chữa bệnh, lương thực, thực

phẩm…; ngăn chặn tình trạng buôn lậu qua biên giới, ñặc biệt là buôn lậu xăng dầu,

khoáng sản. Ngoài ra, cần nâng cao hiệu quả và sức cạnh tranh của sản phẩm sản

xuất trong nước, vừa giảm ñược nhập siêu ñể ổn ñịnh kinh tế vĩ mô, vừa giảm áp

lực lạm phát.

Thứ tư, ñiểm hạn chế chính của nghiên cứu này là việc sử dụng giá năng

lượng (giá dầu quốc tế) ñại diện cho các cú sốc cung ảnh hưởng tới mức giá hàng

hóa, có bỏ qua các nhân tố khác như chi phí sản xuất, giá ñôn và các yếu tố cứng

nhắc khác; với GDP tiềm năng ñược ước lượng ñơn giản bằng phương pháp Lọc

Hodrick – Prescott chứ không tính GDP tiềm năng bằng hiệu quả sử dụng các nhân

tố ñầu vào của nền kinh tế. Kết quả nghiên cứu có thể cải thiện tốt hơn nữa nếu

khắc phục ñược các hạn chế về mặt dữ liệu, nghĩa là các số liệu này thu thập một

cách ñầy ñủ và minh bạch.

3.2.7. Dự báo lạm phát cho các năm 2012, 2013

ðể dự báo tỷ lệ lạm phát ở các năm 2012-2014, trước tiên tác giả sẽ dự báo

lạm phát cho năm 2011 trước, nghĩa là sử dụng mô hình ước lượng ñược với số liệu

theo quý, từ quý I năm 2000 ñến quý IV năm 2010 ñưa vào mô hình và làm thủ tục

110

dự báo cho năm 2011. Kết quả thu ñược cho ở bảng sau.

Bảng 3.7. Kết quả dự báo dlnCPI từ mô hình cho năm 2011

Năm DlnCPI (thực tế) DlnCPI(dự báo)

2011 Q1 0.033517 0.019504

2011Q2 0.018391 0.058815

2011Q3 0.062719 0.013158

2011Q4 0.011216 -0.05026

Tuy nhiên, kết quả dự báo ñược trình bày ở Bảng 3.7 chỉ mới cho biết kết quả dự

báo ở dạng sai phân bậc nhất của logarit tự nhiên của CPI (dlnCPI) mà thôi. Vấn ñề

còn lại, tác giả ñã tiến hành tính ngược từ dlnCPI (dự báo) ñể lấy tỷ lệ lạm phát dự

báo của năm 2011 và so sánh với số liệu thực. Kết quả dự báo tỷ lệ lạm phát cho

năm 2011 ñược trình bày ở Bảng 3.8.

Bảng 3.8. So sánh giá trị của kết quả dự báo và giá trị thực của tỷ lệ lạm phát

cho CPI cho năm 2011

115.5073

Thời gian CPI thực tế CPI dự báo

113.893

116.0141

2011Q1

120.82

128.6191

2011Q2

122.42

123.7805

2011Q3

116.44

Nguồn: GSO và tính toán của tác giả, kết quả dự báo CPI so với cùng kỳ năm trước

2011Q4

Tiếp theo, ñể dự báo lạm phát cho năm 2012-2014 tác giả ñã tạo thêm 12 quan

111

sát nữa, và làm thủ tục dự báo cho các năm 2012-2013. Với cách làm tương tự, kết

quả dự báo cho các năm 2012-2014 thu ñược cho ở Bảng 3.9.

Bảng 3.9. Kết quả dự báo về tốc ñộ tăng trưởng lạm phát

G_CPI

CPI dự báo

G_CPI

CPI dự báo

2012 Q1

2013 Q 3

117.0988

119.0196

2012 Q 2

2013 Q 4

117.2959

119.2523

2012 Q 3

2014 Q 1

118.0842

119.9272

2012 Q 4

2014 Q 2

118.0719

120.0039

2013 Q 1

2014 Q 3

118.4963

120.4073

2013 Q 2

2014 Q 4

118.4118

120.4302

Nguồn:Tính toán của tác giả

năm 2012 và 2013

3.3. Xây dựng hàm cầu tiền phi tuyến xác ñịnh ngưỡng lạm phát theo tiếp

cận hồi quy chuyển tiếp trơn

Kể từ cuối năm 2010, kinh tế Việt Nam bị mất cân ñối vĩ mô nghiêm trọng,

lạm phát tăng nhanh, dự trữ ngoại hối giảm, tỷ giá VND/USD biến ñộng mạnh ñặt

ra những thách thức cho các nhà hoạch ñịnh chính sách phải cân bằng hài hòa giữa

tăng trưởng với bình ổn lạm phát, lãi suất, và tỉ giá. ðể giải quyết tình trạng này,

Chính phủ phải tập trung cao ñộ cho việc ổn ñịnh kinh tế vĩ mô, kiểm soát lạm phát

nhưng ñồng thời quyết liệt triển khai nhiều biện pháp kích thích tăng trưởng, ñảm

bảo an sinh cho xã hội trong bối cảnh kinh tế nước ta hết sức khó khăn. Do ñó, vấn

ñề ñặt ra là Chính phủ nên ñưa ra mục tiêu kiểm soát lạm phát là bao nhiêu ñể tạo ra

dư ñịa cho việc thực hiện các chính sách kích thích kinh tế. Thực tế cho thấy, việc

lạm phát cao và vượt xa mục tiêu ñề ra liên tiếp trong những năm gần ñây cho thấy

việc xác ñịnh mục tiêu và công tác ñiều hành chính sách tiền tệ hướng vào các mục

tiêu ñó còn có nhiều bất cập. Với mục ñích là xây dựng hàm cầu tiền phi tuyến ñể

xác ñịnh ngưỡng lạm phát, trước tiên chúng tôi tập trung nghiên cứu mối quan hệ

giữa tăng trưởng và lạm phát. Việc nghiên cứu này nhằm tìm kiếm một tỉ lệ lạm

phát hay có thể gọi là một ngưỡng cận trên của lạm phát mà vượt quá ngưỡng này

112

lạm phát sẽ tác ñộng tiêu cực ñến tăng trưởng. Kết quả nghiên cứu này sẽ là một căn

cứ khoa học giúp xác ñịnh mục tiêu kiểm soát lạm phát trong các năm tới ñây, ñồng

thời nó sẽ là một cơ sở khoa học ñáng tin cậy trong việc xây dựng mô hình cầu tiền

phi tuyến theo cách tiếp cận hồi quy chuyển tiếp trơn.

3.3.1. Xây dựng hàm cầu tuyến phi tuyến dạng chuyển tiếp trơn

Một trong những vấn ñề thực tế mà các nhà hoạch ñịnh chính sách tiền tệ

phải ñối mặt là lạm phát ở mức nào thì chấp nhận ñược trong một nền kinh tế thị

trường trước khi các nhà chức trách phải can thiệp với lãi suất cao hơn ñể bóp nghẹt

việc áp lực lạm phát. Các nghiên cứu của Akerlof, Dickens và Perry (1996) và Ball,

Mankiw và Romer (1998) cho thấy tỉ lệ lạm phát thấp sẽ không ảnh hưởng ñến tăng

trưởng, thậm chí có tác dụng kích thích tăng trưởng, tỉ lệ lạm phát không nên "quá

cao", nhưng tỉ lệ lạm phát thế nào là ñược xem là "quá cao" ? Temple (2000) cho

rằng cách tiếp cận thông thường là nghiên cứu quan hệ tăng trưởng và lạm phát và

sau ñó xác ñịnh sự tồn tại tính chất phi tuyến của quan hệ kinh tế vĩ mô này.

Nghiên cứu quan hệ giữa tăng trưởng và lạm phát là một vấn ñề trung tâm

của kinh tế vĩ mô nên các trường phái kinh tế vĩ mô ñều xây dựng các lý thuyết

về quan hệ kinh tế này. Lập luận của các trường phái kinh tế có thể ñược tóm

lược như sau:

Lý thuyết cổ ñiển biểu diễn quan hệ tăng trưởng và lạm phát bằng phương

trình khối lượng tiền tệ. Trong phương trình này, tăng trưởng ñược xác ñịnh bởi các

nhân tố ñầu vào (ñất ñai, vốn, lao ñộng và công nghệ) còn lạm phát ñược xác ñịnh

bởi khối tiền tệ nên trong ngắn hạn tăng trưởng và lạm phát không tồn tại mối quan

hệ. Trong dài hạn, nếu cung tiền và tốc ñộ lưu thông tiền tệ ổn ñịnh thì tăng trưởng

sản lượng sẽ dẫn ñến giảm mặt bằng giá, nghĩa là tồn tại quan hệ ngược chiều giữa

tăng trưởng và lạm phát. Lý thuyết tân cổ ñiển tiếp tục khẳng ñịnh quan ñiểm về

tính trung lập của tiền tệ ñối với tăng trưởng. Tăng trưởng chỉ phụ thuộc vào tăng

các nhân tố ñầu vào và tiến bộ công nghệ trong khi lạm phát phụ thuộc vào khối

lượng tiền tệ.

113

Sau cuộc ðại khủng hoảng 1929-1933, nhiều nhà kinh tế lên tiếng phê phán

lý thuyết cổ ñiển về tính trung lập của tiền tệ ñối với tăng trưởng kinh tế, ñiển hình

là J.M.Keynes (1883-1946). Ông nhận thấy lãi suất (giá của tiền tệ) chính là cầu nối

giữa khu vực thực và khu vực tiền tệ nên khối lượng tiền trong lưu thông tăng thêm

sẽ tác ñộng ñến hiệu quả và khối lượng vốn ñầu tư và từ ñó ảnh hưởng ñến sản

lượng. Khi ñó, quan hệ giữa tăng trưởng và lạm phát sẽ xảy ra hai khả năng:

(i). Nếu nền kinh tế ñang trong tình trạng toàn dụng nguồn lực, sự tăng lên

của nhu cầu do tăng khối lượng tiền tệ sẽ không tạo ra tác ñộng làm tăng sản xuất.

Khi ñó, sẽ chỉ có hiện tượng mặt bằng giá chung tăng lên mà không có hiện tượng

tốc ñộ tăng trưởng kinh tế tăng lên, không tồn tại quan hệ tăng trưởng và lạm phát.

(ii). Nếu nền kinh tế chưa trong tình trạng toàn dụng nguồn lực, tức là còn

những tiềm năng tăng trưởng chưa ñược huy ñộng, sản xuất sẽ tăng lên ñể ñáp ứng

nhu cầu mới tăng thêm này. Khi ñó, giá cả sẽ không tăng hoặc chỉ tăng lên rất ít,

trong khi sản lượng tăng lên. Nhưng nếu tốc ñộ tăng sản lượng ñủ nhanh thì nhu cầu

lao ñộng tăng, dẫn ñến tiền lương danh nghĩa tăng, giá cả vì vậy mà tăng lên. Như

vậy, quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và lạm phát trong lý thuyết Keynes truyền

thống có thể hiểu là quan hệ dương.

Các nhà kinh tế hậu Keynes ñã làm sâu sắc hơn vai trò của thị trường lao

ñộng trong quan hệ với lạm phát, xây dựng nên ñường cong Phillip nổi tiếng. Theo

lý thuyết này, tồn tại quan hệ ngược chiều giữa lạm phát và thất nghiệp ở trong

trung hạn và dài hạn. Khi ñó, chính sách tiền tệ sẽ có hai lựa chọn: Thứ nhất, giữ

nguyên tỷ lệ lạm phát cao (nhưng ổn ñịnh và dự báo không tiếp tục tăng) ñể duy trì

ñược tỷ lệ thất nghiệp thấp và tốc ñộ tăng trưởng kinh tế cao. Thứ hai, thực hiện các

chính sách kiềm chế lạm phát, ñồng thời chấp nhận tỷ lệ thất nghiệp tăng lên, tốc ñộ

tăng trưởng kinh tế giảm. Quan hệ giữa tốc ñộ tăng trưởng kinh tế và tỷ lệ lạm phát

trong trường hợp này cùng chiều (quan hệ dương).

Tuy nhiên, các hiện tượng kinh tế mới xuất hiện trong khoảng vài thập niên

gần ñây, nhất là hiện tượng lạm phát ñi kèm với chưa sử dụng hết năng lực sản xuất,

dẫn tới hiện tượng lạm phát song hành với thất nghiệp và ñường cong Phillips biến

114

mất ñã buộc các nhà kinh tế hậu Keynes ñưa ra cách giải thích lạm phát là do chi

phí, cơ chế hình thành lạm phát có thể ñược mô tả một cách ñơn giản như sau: tăng tổng cầu(cid:1)tăng sản xuất(cid:1)tăng cầu lao ñộng(cid:1)tăng tiền lương danh nghĩa(cid:1)tăng chi phí ñầu vào(cid:1)tăng giá(cid:1)lạm phát. Như vậy, quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và lạm

phát là hậu quả của quan hệ giữa sự tăng lên mong muốn của sản xuất và cầu lao

ñộng (ví dụ như chính phủ chủ ñộng tăng tổng cầu ñể thúc ñẩy tăng trưởng kinh tế).

Tăng trưởng kinh tế ñi kèm theo gia tăng tỷ lệ lạm phát do tăng chi phí ñầu vào.

Tăng trưởng và lạm phát là quan hệ cùng chiều (quan hệ dương).

Khác với các trường phái tân cổ ñiển và hậu Keynes, lý thuyết trọng tiền cho

rằng lạm phát là một hiện tượng của tiền tệ. Trong ngắn hạn, thay ñổi tỷ lệ tăng

trưởng tiền tệ, nhất là khi không ñược dự báo, sẽ làm thay ñổi sản lượng, ñồng thời

giá cả cũng tự ñộng ñược ñiều chỉnh nên tăng trưởng và lạm phát có thể xảy ra quan

hệ ñồng biến. Trong dài hạn, tốc ñộ tăng trưởng kinh tế hoàn toàn ñộc lập với tốc ñộ

tăng trưởng tiền tệ, M.Friedman (1912-2006) cho rằng "Trong quan ñiểm dài hạn,

không tồn tại quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát và tốc ñộ tăng trưởng kinh tế hay tỷ lệ thất

nghiệp. Toàn dụng lao ñộng có thể xảy ra trong khi tỷ lệ lạm phát bằng không; và

cũng có thể xảy ra với tỷ lệ lạm phát 10% mỗi năm và kéo dài. Như vậy, tăng

trưởng kinh tế và lạm phát là hai hiện tượng kinh tế ñộc lập với nhau xét trên góc ñộ

dài hạn".

Tóm lại, các lý thuyết kinh tế vĩ mô ñã ñưa ra những giải thích rất khác nhau

về quan hệ cũng như chiều (ñồng biến hay nghịch biến) giữa tăng trưởng kinh tế và

lạm phát. Chính vì lý do này, rất nhiều nghiên cứu thực nghiệm ñã ñược tiến hành

nhằm kiểm chứng các phân tích của các trường phái lý thuyết kinh tế vĩ mô, ñồng

thời các nghiên cứu cũng hướng ñến việc tìm kiếm tính chất phi tuyến của quan hệ

tăng trưởng và lạm phát cũng như ước lượng ngưỡng lạm phát cho các nước hay

nhóm nước. Các nghiên cứu của Barro (1991), Fischer (1983, 1993), Bruno và

Easterly (1998) và Sbordone và Kuttner (1994) cho thấy tăng trưởng và lạm phát có

quan hệ nghịch biến, lạm phát cao sẽ có ảnh hưởng tiêu cực ñối với tăng trưởng

trong trung hạn và dài hạn. Barro (1995) ước lượng số liệu mảng cho hơn 100 quốc

115

gia trong giai ñoạn 1960-1990 ñã cho thấy tỉ lệ lạm phát cao hơn 10 ñiểm phần trăm

có thể làm giảm tăng trưởng thu nhập bình quân ñầu người từ 0,2-0,3 ñiểm phần

trăm. Nghiên cứu của Fischer (1993) là một trong những nghiên cứu ñầu tiên cho

thấy tồn tại quan hệ phi tuyến ngược chiều giữa tăng trưởng và lạm phát. Các

nghiên cứu của Vaona và Schiavo (2007) và gần ñây nhất là Kremer (2009) cũng ñã

khẳng ñịnh sự tồn tại quan hệ phi tuyến giữa lạm phát và tăng trưởng. Khan và

Senhadji (2001) ước lượng bằng phương pháp bình phương cực tiểu phi tuyến (non-

linear least squares estimation) với dữ liệu của 140 quốc gia giai ñoạn 1960-1998

cho thấy ngưỡng lạm phát dẫn ñến giảm tăng trưởng ở các quốc gia phát triển là 1-

3% và ở các quốc gia ñang phát triển là 11-12%.

Drukker (2005) ñã khắc phục một số hạn chế trong cách tiếp cận của Khan

và Senhadji (2001) bằng mô hình tự hồi quy ngưỡng nội sinh mới (new endogenous

threshold autoregressive model) của Hansen (1999, 2000) ñể ước lượng nhiều

ngưỡng lạm phát. Nghiên cứu của Drukker (2005) cho thấy tồn tại hai ngưỡng lạm

phát là 2,6% và 12,6% tại nhóm các nước ñã công nghiệp hóa và một ngưỡng lạm

phát 19,2% tại nhóm các nước chưa công nghiệp hóa.

Darran Austin và các cộng sự (2007) sử dụng phương pháp ước lượng hồi

quy chuyển tiếp trơn (Smooth Transition Regression - STR) của Terasvirta (2004)

ñể kiểm ñịnh tính chất phi tuyến của hàm cầu tiền nhằm xác ñịnh ngưỡng lạm phát

của Trung Quốc. Lập luận cơ bản của các tác giả là nếu lạm phát thấp và ổn ñịnh

lâu dài thì các doanh nghiệp và hộ gia ñình sẽ không tính ñến yếu tố lạm phát trong

các quyết ñịnh ñầu tư hay chi tiêu, dẫn ñến hàm cầu tiền ổn ñịnh và lạm phát sẽ là

nhân tố hỗ trợ tăng trưởng, nhưng nếu giá cả biến ñộng kéo dài thì hành vi của các

tác nhân kinh tế sẽ tính ñến yếu tố lạm phát, hàm cầu tiền vì thế biến ñộng và lạm

phát sẽ ảnh hưởng tiêu cực ñến tăng trưởng. Do ñó, việc tìm kiếm sự tồn tại của tính

chất phi tuyến của hàm cầu tiền sẽ giúp xác ñịnh ngưỡng lạm phát mà vượt qua

ngưỡng này, lạm phát sẽ ảnh hưởng tiêu cực ñến tăng trưởng. Kết quả nghiên cứu

của Darran Austin và các cộng sự (2007) ñã khẳng ñịnh sự tồn tại của ngưỡng cận

trên của lạm phát của Trung Quốc là khoảng 5%.

116

Munir và các cộng sự (2009) cũng sử dụng mô hình của Hansen (2000) trong

giai ñoạn 1970-2005 ñể ước lượng ngưỡng lạm phát của Malaysia. Kết quả cho thấy

lạm phát cao hơn ngưỡng 3,89% thì tăng trưởng sẽ bị ảnh hưởng tiêu cực nhưng

lạm phát thấp hơn ngưỡng này thì tăng trưởng và lạm phát có quan hệ ñồng biến,

lạm phát tăng sẽ thúc ñẩy tăng trưởng.

Như ñã trình bày ở chương 2, quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng ở Việt

Nam trong giai ñoạn 2000-2011 chia làm hai giai ñoạn khá rõ rệt:

(i) Giai ñoạn từ quý I/2000 ñến quý III/2007: giai ñoạn này nền kinh tế Việt

Nam ñạt tốc ñộ tăng trưởng cao, khoảng từ 7,5-8,5%. Tỉ lệ lạm phát trong giai ñoạn

này tương ñối thấp dưới 10%.

(ii) Giai ñoạn từ quý IV/2007 ñến IV/2011: ñây là giai ñoạn tốc ñộ tăng

trưởng kinh tế suy giảm. Tỉ lệ lạm phát trong giai ñoạn này không những tăng

nhanh, tăng rất cao mà còn biến ñộng rất lớn, ñiển hình là quý II và III/ 2008, tỉ lệ

lạm phát ñã lên tới gần 28%. Tốc ñộ tăng trưởng giảm xuống nhanh chóng, từ mức

8,3% vào quý I/2008 xuống 3,9% vào quý I/2009. Mặc dù tốc ñộ tăng trưởng ñã có

sự phục hồi ngắn trong 4 quý của năm 2010 lên mức gần 7% nhưng sau ñó lại giảm

xuống quanh mức 5% khi lạm phát tăng trở lại từ quý IV/2010 và ñạt mức cao nhất là 22,4% vào quý III/2011.25

Căn cứ vào cơ sở lý thuyết kinh tế vĩ mô về quan hệ giữa tăng trưởng và lạm

phát, các nghiên cứu thực nghiệm ñã ñược thực hiện trên thế giới cũng như diễn

biến của hai chỉ tiêu tăng trưởng và lạm phát của Việt Nam, chúng tôi lựa chọn cách

tiếp cận của Darran Austin và các cộng sự (2007). Lựa chọn này ñược dựa trên các

căn cứ sau:

- Cách tiếp cận của Darran Austin và các cộng sự (2007) cho phép mô

hình hóa quan hệ phi tuyến giữa tăng trưởng và lạm phát, từ ñó ước lượng

ngưỡng lạm phát. Cách tiếp cận này có thể phù hợp với diễn biến tăng trưởng

và lạm phát ở Việt Nam. 25 Các phân tích số liệu sơ bộ cho thấy quan hệ tăng trưởng và lạm phát của Việt Nam có khả năng là quan hệ phi tuyến và tồn tại ngưỡng lạm phát. Do ñó, lượng hóa quan hệ kinh tế này sẽ ñòi hỏi sử dụng các loại mô hình phi tuyến.

117

- Darran Austin và các cộng sự (2007) cho rằng: (i). Trường hợp lạm phát

thấp và ổn ñịnh lâu dài thì lạm phát sẽ là nhân tố hỗ trợ tăng trưởng. Lập luận này

có thể phù hợp với giai ñoạn từ quý I/2000 ñến quý III/2007 ở Việt Nam. ðây là

giai ñoạn lạm phát thấp, tăng trưởng cao (Hình 2.8) cho thấy quan hệ tăng trưởng và

lạm phát có thể là quan hệ ñồng biến, lạm phát tăng thì tăng trưởng cũng tăng lên;

(ii). Trường hợp lạm phát biến ñộng kéo dài thì tăng trưởng sẽ bị ảnh hưởng tiêu

cực. ðiều này có thể phù hợp với giai ñoạn lạm phát cao (từ quý III/2007 ñến

III/2011) ở Việt Nam.

Theo cách tiếp cận của Darran Austin và các cộng sự (2007), trước tiên

chúng tôi xét hàm cầu tiền truyền thống bao gồm quy mô các giao dịch trong nền

kinh tế (biến ñại diện thường là tổng sản phẩm nội ñịa GDP) và chi phí cơ hội cho

việc giữ tiền (các biến ñại diện là lạm phát hay lãi suất). Cơ sở lý thuyết hàm cầu

ðịnh dạng 1: mt = f1(GDPt , CPIt) (3.9)

tiền gợi ý hai ñịnh dạng mô hình là:

ðịnh dạng 2: mt = f2(GDPt , Rt) (3.10)

trong ñó, mt là là cầu tiền (tổng phương tiện thanh toán) tại thời ñiểm t, GDPt là tổng sản phẩm nội ñịa theo giá so sánh tại thời ñiểm t, CPIt là tỷ lệ lạm phát26 thời

kỳ t, và Rt là lãi suất huy ñộng vốn tại thời ñiểm t.

ðể lựa chọn biến chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền tỷ lệ lạm phát hay lãi

suất, theo theo kiểm ñịnh Mac Kinnon ta sẽ kiểm ñịnh mô hình (3.9) lồng vào mô

mod

CPI

(3.11)

m t

+ α α 2

GDP t

α 3

(cid:2) m t

ε 1

mod

(3.12)

m t

β β + 2

GDP t

β 3

R t

β 4

ε 2

α 4 (cid:2) m t

hình (3.10). Trước hết hồi quy giả ñược ước lượng theo phương trình sau:

Sau ñó, sử dụng thống kê t ñể kiểm ñịnh giả thiết H0: α4(β4) = 027. Kết quả

26 Một số nhà mô hình có gợi ý nên sử dụng lạm phát kỳ vọng thay vì lạm phát thực tế làm biến chi

phí cơ hội. Tuy nhiên, trong một cuộc ñiều tra (Sriram, 1999) cho thấy lạm phát kỳ vọng thường có

tính tương quan rất cao với lạm phát thực tế. Do vậy, từ quan ñiểm thực nghiệm việc sử dụng lạm

phát thực tế làm biến ñại diện sẽ không ảnh hưởng ñến kết quả ước lượng mô hình.

kiểm ñịnh non-test cho thấy, với mức ý nghĩa 5% mô hình (3.9) có ưu thế hơn mô

118

hình (3.10), ñiều này có nghĩa là các tác nhân kinh tế sẽ căn cứ vào tỉ lệ lạm phát

hơn là lãi suất ñể quyết ñịnh giữ tiền hay không.

Bảng 3.10. Kết quả kiểm ñịnh lồng nhau ñể chọn biến lạm phát

p-value 0.2810 0.0000

Quyết ñịnh Chấp nhận mô hình 1 Bác bỏ mô hình 2

Kiểm ñịnh H0: α4 = 0 H0: β4 = 0

Nguồn: tác giả ước lượng ñược

Kết quả kiểm ñịnh non-nest là hoàn toàn phù hợp với tình hình thực tế ở Việt

Nam. Về mặt trực quan ta có thể thấy ñược ñiều này, khi lạm phát cao làm cho lạm

phát kỳ vọng của dân chúng tăng kéo theo kỳ vọng từ việc nắm giữ các loại tài sản

thực tăng và lúc này người dân sẽ nắm giữ tiền ít hơn trong danh mục cơ cấu tài

sản của họ, vì vậy cầu tiền giảm.

3.3.2. Mô tả số liệu và thống kê các biến

ðể xây dựng hàm cầu tiền phi tuyến theo phương pháp của Terasvirta, trước

hết chúng tôi tiến hành thu thập dữ liệu. Các số liệu tổng sản phẩm nội ñịa và lạm

phát ñược lấy từ Tổng Cục Thống kê như ñã nêu trên. Các số liệu cầu tiền ñược lấy

từ cơ sở dữ liệu IFS (International Financial Statistic) của Quỹ Tiền tệ Quốc tế

(IMF). Các số liệu ñã ñược loại bỏ yếu tố mùa vụ bằng kỹ thuật lọc Tramo-Seat

trong phần mềm EViews 7.0. ðộ dài của các chuỗi số liệu là 48 quan sát, từ quý

I/2000 ñến quý IV/2011.

Bảng 3.11. Tên biến trong mô hình ñược sử dụng

Tên biến Ký hiệu

Tổng sản phẩm trong nước tính theo giá so sánh, tỉ ñồng GDP

Chỉ số giá tiêu dùng so với quý cùng kỳ năm trước, % CPI

27 Giả thiết kiểm ñinh: H0 : Mô hình 1 tốt hơn mô hình 2

Tiền trong lưu thông tính theo giá so sánh, tỉ ñồng M2

119

Bảng tóm tắt thống kê của một số biến ñược sử dụng trong mô hình chuỗi

thời gian phi tuyến (STR) ñược trình bày ở bảng sau:

Bảng 3.12. Tóm tắt thống kê mô tả của các biến số ñược sử dụng

trong mô hình hàm cầu tiền R

CPI GDP M2

107.9729

104160.4

990477.3

674281.0

Mean

107.6000

97895.50

Median

127.9000

177765.0

2774281

160759.0

Maximum

97.60000

54477.00

815535.9

Minimum

7.171656

30137.96

Std. Dev.

Nguồn: Xử lý từ số liệu của Tổng cục Thống kê & Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF).

Tỷ lệ lạm phát: CPI, ñơn vị: %

Tổng sản phẩm trong nước giá hiện hành: GDP, ñơn vị: tỷ ñồng

M2 cầu tiền ñược rộng lấy từ Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF).

Observations

Kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị

Trước khi ước lượng hàm cầu tiền phi tuyến, bước ñầu ta cần phải kiểm tra

xem bộ số liệu ở mô tả ở trên (ñã ñược loại bỏ yếu tố mùa vụ bằng quy trình Tramo-

Seat trong phần mềm EViews 7.0) có tính dừng hay không theo kiểm ñịnh

Augmented Dickey- Fuller (ADF) với ñộ trễ trong kiểm ñịnh ADF ñược lựa chọn

theo các chỉ tiêu AIC (Akaike Information Criterion) và SIC (Schwarz Information

Criterion).

Các ký hiệu, tỷ lệ lạm phát (gCPI), tăng trưởng (gGDP) và cầu tiền (g_M2)

ñược tính theo công thức :

gCPIt = ln(CPIt) –ln(CPIt-1);

gGDPt = ln(GDP t) –ln(GDPt-1);

gM2t = ln(M2t) –ln(M2t-1).

120

trong ñó, ln(CPIt ), ln(GDP t), ln(M2t) lần lượt là logarit tự nhiên tương ứng của các

biến CPI, GDP và M2 tại thời ñiểm t ; ln(CPt-1 ), ln(GDP t-1), ln(M2t-1 ) là logarit tự

nhiên của các biến CPI, GDP và M2 nhưng lại ở thời ñiểm cùng kỳ năm trước.

Kết quả kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị Bảng (3.11) cho thấy, các biến trong mô

hình hàm cầu tiền ñều dừng. ðiều này, cho phép chúng tôi có thể tiến hành ước

lượng mô hình hàm cầu tiền.

Các giá trị tới hạn

Giá trị của

Bảng 3.13. Kiểm ñịnh nghiệm ñơn vị của các biến ñưa vào mô hình ()

Quy tắc ra quyết

thống kê kiểm

ñịnh

1%

5%

10%

ñịnh

-2.928142

-2.602225

-3.581152

-4.185770

Bác bỏ nghiệm ñơn vị

gM2

-3.584743

-2.928142

-2.601424

-5.638092

Bác bỏ nghiệm ñơn vị

gCPI

-3.577723

-2.925169

-2.600658

-30.01090

Bác bỏ nghiệm ñơn vị

gGDP

Nguồn: tính toán của tác giả

3.3.3. Kết quả kiểm ñịnh chỉ ñịnh hàm cầu tiền theo tiêu chuẩn STR

Như ñã trình bày ở phần trước, việc xác ñịnh cấu trúc trễ cho hàm cầu tiền là

một trong những bước quan trọng. Với ñộ trễ ban ñầu ñược chọn là 4, tuân thủ theo

quy trình lựa chọn cấu trúc trễ của STR. Cuối cùng, quy trình lựa chọn ñộ trễ ñã xác

ñịnh ñược ñộ trễ tốt nhất cho hàm cầu tiền là bằng 2 cho biến nội sinh, bằng 3 cho

các biến ngoại sinh.

121

Bảng 3.14. Kết quả chỉ ñịnh mô hình hàm cầu tiền dựa vào

chỉ ñịnh của STR

2.6000e-01

3.9431e-01

2.0545e-01

1.1744e-01

Linear

F F4 F3 F3 Mô hình ñề xuất Biến chuyển tiếp

gM2(t-1)

1.0102e-01

9.6986e-02

5.3000e-01

2.4062e-01

Linear

gM2(t-2)

6.9061e-01

6.7517e-01

4.0051e-01

6.2688e-01

Linear

gGDP(t)

2.0904e-02

3.1687e-02

3.5303e-01

5.3000e-02

LSTR1

gCPI(t)*

9.6100e-02

1.8058e-01

8.3100e-02

1.9060e-01

Linear

gGDP(t-1)

4.3599e-01

6.1427e-01

3.2630e-01

5.8401e-02

Linear

gCPI(t-1)

4.8913e-01

4.9764e-01

6.6612e-01

1.3781e-01

Linear

gGDP(t-2)

5.6699e-01

7.1116e-01

9.0802e-02

7.2558e-01

Linear

gCPI(t-2)

4.0728e-01

4.4464e-01

3.9540e-01

2.7352e-01

Linear

gGDP(t-3)

6.1081e-01

5.9168e-01

2.4479e-01

9.0900e-01

Linear

gCPI(t-3)

NaN

2.3232e-01

3.8449e-01

Linear

TREND

Nguồn: Tính toán của tác giả

Chú thích: Thống kê F của giả thuyết gốc H01, H04, H03, H02 ñược ký hiệu là F, F4, F3, F2

Bảng 3.14 trình bày kết quả thực hiện kiểm ñịnh giả thiết gốc H0, H4, H3 và H2 thu

ñược các giá trị thống kê F, F4, F3 và F2 tương ứng. Kết quả kiểm ñịnh chỉ ñịnh

dạng hàm cầu tiền cho thấy biến gCPI ñược chọn làm biến chuyển tiếp và mô hình

ñược chỉ ñịnh ở dạng LSTR1.

3.3.4. Ước lượng hàm cầu tiền phi tuyến

Áp dụng thủ tục “ñi từ tổng quát tới cụ thể” (general to specific), ta lần lượt

loại bỏ những tham số không có ý nghĩa thống kê sẽ ñược loại bỏ dần khỏi mô hình

122

cho ñến khi không thể. Kết quả ước lượng cuối cùng dạng chuyển tiếp trơn của

phương trình (3.9) là: gm2 = 1, 20764 + 0, 66822 * gm2(t - 1) - 0, 47382 * gm2(t - 2) + 8, 15505 * gGDP(t)

+

0,78689*gGDP(t-1) - 8,21804*gCPI(t-1) - 4,17949*gCPI(t-3)

+ 15, 18303 *

[

gGDP(t-2)-61,08694*gCPI(t-2)-17,33909*gGDP(t-3) ]

-1

exp{5, 89772 *

(gCPI

- 0, 0589)})

(3.13)

t-1

Thực hiện các kiểm ñịnh: không có tự tương quan sai số, không có thành phần

phi tuyến nào bị bỏ sót và kiểm ñịnh tính vững của tham số cho thấy mô hình trên

thỏa mãn mọi kiểm ñịnh và có thể sử dụng ñể phân tích (xem phụ lục 8, 9)

3.3.5. Một số phân tích kết quả ước lượng

Kết quả ước lượng mô hình hàm cầu tiền phi tuyến cho thấy, mức thay ñổi

cầu tiền phụ thuộc vào mức thay ñổi của lạm phát, tăng trưởng. Dấu của các hệ số

ước lượng ñược hoàn toàn phù hợp với lý thuyết và thực tiễn. Tăng trưởng kinh tế

sẽ ảnh hưởng ñến nhu cầu tiền của nền kinh tế, quán tính của ảnh hưởng này kéo dài

ñến 2 quý. Tỉ lệ lạm phát và cầu tiền có quan hệ âm, hàm ý cầu tiền phụ thuộc âm

với chi phí cơ hội của việc nắm giữ tiền.

Kết quả ước lượng từ mô hình cầu tiền phi tuyến cho thấy tồn tại ngưỡng lạm

phát là 5,89%. Hơn nữa, hệ số chuyển tiếp γ = 5, 89772 là khá cao, cho biết quá

trình chuyển tiếp giữa hai trạng thái ổn ñịnh và mất ổn ñịnh của hàm cầu tiền là

nhanh. ðiều này hàm ý khi lạm phát vượt ngưỡng cận trên 5,89% thì nhu cầu tiền

biến ñộng tương ñối mạnh. Theo lập luận của Darran Austin và các cộng sự (2007)

cho rằng sự biến ñộng của cầu tiền trong trường hợp lạm phát cao là do các tác nhân

kinh tế (hộ gia ñình và doanh nghiệp) ñã tính ñến yếu tố lạm phát trong các quyết

ñịnh kinh tế của họ, do ñó lạm phát sẽ tác ñộng tiêu cực ñến tăng trưởng. Vận dụng

kết quả này, nghiên cứu phân tích chi tiết quan hệ giữa tăng trưởng và lạm phát giai

ñoạn 2000-2011 ở Việt Nam như sau:

123

- Giai ñoạn từ quý I/2000 ñến quý I/2004: ðây là giai ñoạn tỉ lệ lạm phát

thấp hơn ngưỡng 5,89%. Các hộ gia ñình và doanh nghiệp có thể ñã không tính ñến

yếu tố lạm phát trong các quyết ñịnh kinh tế của họ trong giai ñoạn này. Do ñó, hàm

cầu tiền ổn ñịnh, tỉ lệ lạm phát thấp có thể ñã tạo ñiều kiện thuận lợi cho tăng

trưởng kinh tế. Theo số liệu thống kê tốc ñộ tăng trưởng kinh tế ñã tăng từ 6,0% vào

quý I/2000 lên 7,9% vào quý IV/2004.

- Giai ñoạn từ quý II/2004 ñến quý III/2007: ðây là giai ñoạn tỉ lệ lạm phát

cao hơn ngưỡng 5,89%. Số liệu thống kê cho thấy tốc ñộ tăng trưởng kinh tế không

những ñược duy trì trên mức 7,5% mà còn tăng lên gần 8,4%. Tuy nhiên, nguyên

nhân của tình trạng lạm phát ở ñây là do ảnh hưởng của dịch cúm gia cầm ñối với

sản xuất nông nghiệp vào những tháng ñầu năm 2004. Tỉ lệ lạm phát ñã tăng mạnh

từ mức 5,5% quý IV/2003 lên mức 8,3% và 10,1% vào quý I và II/2004. Sau ñó, tỉ

lệ lạm phát ñã liên tục giảm xuống mức 6,6% vào quý IV/2006. Do ñó, chúng tôi

cho rằng tỉ lệ lạm phát tuy tăng trên ngưỡng 5,89% trong giai ñoạn từ quý II/2004

ñến quý III/2007 nhưng do nguyên nhân của lạm phát là cú sốc giá một nhóm sản

phẩm tiêu dùng nên các tác nhân kinh tế ñã không hoàn toàn xem lạm phát là một

nhân tố trong các quyết ñịnh kinh tế của họ. Chính vì vậy, lạm phát vẫn có thể là

một nhân tố ảnh hưởng tích cực ñến tăng trưởng trong giai ñoạn này.

- Giai ñoạn từ quý IV/2007 ñến quý I/2009: ðây là cũng giai ñoạn mà tỉ lệ

lạm phát cao hơn ngưỡng 5,89%; nhưng nguyên nhân và mức ñộ biến ñộng khác

với giai ñoạn trước rất nhiều. Trong khuôn khổ nghiên cứu này, chúng tôi không ñi

sâu phân tích nguyên nhân của lạm phát mà chỉ tập trung vào ảnh hưởng của lạm

phát ñến tăng trưởng, cụ thể là: Tỉ lệ lạm phát ñã tăng trên 12% vào quý IV/2007 và

ñạt mức cao nhất là 27,9% vào quý II/2008. Sau ñó, tỉ lệ lạm phát ñã giảm xuống

11,3% vào quý I/2009. ðây là giai ñoạn mà tỉ lệ lạm phát tăng rất cao và kéo dài.

Tăng trưởng kinh tế vì thế ñã bị tác ñộng rất tiêu cực, số liệu thống kê cho thấy tốc

ñộ tăng trưởng ñã liên tục giảm từ mức 8,3% quý I/2008 xuống 6,4% quý II/2008

và 3,9% quý I/2009.

124

- Giai ñoạn từ quý II/2009 ñến quý III/2010: ðây là giai ñoạn tỉ lệ lạm phát

thấp hơn ngưỡng 5,89%. Số liệu thống kê cho thấy tốc ñộ tăng trưởng kinh tế ñã có

sự phục hồi nhẹ từ mức 5,0% quý II/2009 lên 6,9% quý III/2010. Tỉ lệ lạm phát

thấp có thể là một trong những nhân tố ñóng góp cho sự phục hồi của tăng trưởng

kinh tế.

- Giai ñoạn từ quý IV/2010 ñến quý I/2012: ðây là cũng giai ñoạn mà tỉ lệ

lạm phát cao hơn ngưỡng 5,89%. Số liệu thống kê cho thấy tốc ñộ tăng trưởng kinh

tế ñã liên tục giảm từ 6,8% quý III/2010 xuống 6,3% quý IV/2010 và xuống ñến

4,8% quý I/2012. ðây cũng là một giai ñoạn lạm phát cao và kéo dài, ảnh hưởng

tiêu cực ñến tăng trưởng tương tự như giai ñoạn từ quý IV/2007 ñến quý I/2009.

3.3.6. Kiến nghị

Quá trình mô hình hóa STR ñã ñưa ra bằng chứng một cách thiết thực của

việc kết hợp phi tuyến vào mô hình cầu tiền, trên cơ sở thực nghiệm cho thấy mô

hình phi tuyến giúp ta có cái nhìn sâu sắc về mối liên hệ có tính chu kỳ giữa lạm

phát - tăng trưởng có ảnh hưởng ñến nhu cầu về tiền như thế nào. Với mục tiêu xác

ñịnh ngưỡng lạm phát của Việt Nam, luận án ñã xác ñịnh ñược ngưỡng lạm phát là

5,89%. ðây là ngưỡng lạm phát mà vượt qua ngưỡng này, lạm phát sẽ tác ñộng tiêu

cực ñến tăng trưởng hay các tác nhân kinh tế (các hộ gia ñình và các doanh nghiệp)

sẽ tính ñến yếu tố lạm phát trong các quyết ñịnh kinh tế của họ. Ngược lại, tỉ lệ lạm

phát thấp hơn ngưỡng 5,89% sẽ là có tác dụng kích thích tăng trưởng. ðiều này cho

phép chúng tôi giải quyết câu hỏi :“Việt Nam nên duy trì lạm phát ở mức nào ñể

ñiều hành chính sách tiền tệ hiệu quả?” Nếu mục tiêu của chính sách tiền tệ là phù

hợp với ñịnh nghĩa về giá cả ổn ñịnh: “giá cả ổn ñịnh là một môi trường trong ñó

lạm phát là thấp và ổn ñịnh theo thời gian mà nó không nhất thiết nằm trong các

quyết ñịnh của hộ gia ñình và các doanh nghiệp công ty”, thì khuyến nghị việc ñiều

hành chính sách tiền tệ nên hướng vào mục tiêu duy trì lạm phát thấp hơn ngưỡng

cận trên này.

Mặc dù, luận án chỉ nghiên cứu trong giai ñoạn từ 2000-2011 nhưng kết quả

thu ñược có thể xem là một bằng chứng ñịnh lượng về các ảnh hưởng của lạm phát

125

ñến tăng trưởng. Kết quả nghiên cứu khẳng ñịnh kiểm soát lạm phát là một ñòi hỏi

quan trọng cho phục hồi tăng trưởng kinh tế. Chính vì vậy, tác giả khuyến nghị mục

tiêu về tỉ lệ lạm phát trong các bản kế hoạch phát triển kinh tế - xã hội trong các

năm tới ñây nên thấp hơn 5,89%.

3.4. Tóm tắt chương 3

Dựa trên kinh nghiệm nghiên cứu về lớp mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn ở

trong và ngoài nước ñược trình bày ở chương một, căn cứ vào kết quả phân tích

thực trạng lạm phát của Việt Nam giai ñoạn 2000-2011 ñược trình bày ở chương 2

và ñể kiểm chứng lại trạng trạng thì chương 3 của luận án ñã xây dựng các mô hình

phân tích lạm phát và cầu tiền trong thời kỳ nghiên cứu, ñã rút ra một số kết luận

như sau:

Thứ nhất, việc xây dựng mô hình ñường Phillips phân tích nguyên nhân lạm

phát theo cách tiếp cận hồi quy chuyển tiếp trơn có thể ñược cho là phù hợp với

Việt Nam trong giai ñoạn chuyển ñổi. Với các biến giải thích trong mô hình xây

dựng chính là các nhân tố tiềm năng quyết ñịnh ñến lạm phát ở Việt Nam trong suốt

cả giai ñoạn nghiên cứu ñã ñược trình bày ở chương 2. Cụ thể là, biến như khoảng

chênh lệch sản lượng giữa GDP thực tế so với GDP tiềm năng (thể hiện bởi hệ

số của biến GAP) có tác ñộng ñáng kể ñến sự thay ñổi của mức giá chung. Tầm

quan trọng của yếu tố kỳ vọng lạm phát và các yếu tố chí phí ñẩy cũng góp

phần gây ra lạm phát cao cũng ñược nhấn mạnh tới trong phương trình ñường

Phillips.

Thứ hai, kết quả ước lượng từ mô hình ñường Phillips phi tuyến cho thấy tất

cả các biến giải thích trong mô hình phân tích ñều có ý nghĩa thống kê rất cao. ðiều

này cho thấy, lạm phát ở Việt Nam trong giai ñoạn từ 2000 ñến 2011 chịu ảnh

hưởng của các nhân tố: lạm phát kỳ vọng, yếu tố từ phía cung, yếu tố từ phía cầu.

Thứ ba, bên cạnh việc khẳng ñịnh các nhân tố quyết ñịnh lạm phát. Mô hình

phân tích còn cho biết mức ñộ ảnh hưởng ñến lạm phát của từng nhân tố, ñồng thời

mô hình STR còn cho ta biết tiến trình từ cơ chế thấp sang cơ chế cao diễn ra nhanh

126

ñến mức nào, xác ñịnh ñược ngưỡng của biến chuyển tiếp trong quá trình chuyển

tiếp. Cụ thể, tốc ñộ chuyển tiếp từ thời kỳ lạm phát thấp ñến thời kỳ lạm phát là γ =

2,74555 và giá trị ngưỡng của biến chuyển tiếp c = 3,34.

Thứ tư, kết quả ước lượng từ mô hình hàm cầu tiền phi tuyến cho thấy nhu

cầu nội tệ chịu ảnh hưởng của hai yếu tố: lạm phát và tăng trưởng. Trong ñó, cầu

tiền phụ thuộc dương với thu nhập, phụ thuộc âm với chi phí cơ hội của việc giữ

tiền ( mà lạm phát là nhân tố ñại diện). ðồng thời, mô hình phân tích giúp ta có cái

nhìn sâu sắc về mối liên hệ có tính chu kỳ giữa lạm phát - tăng trưởng có ảnh hưởng

ñến nhu cầu về tiền như thế nào thông qua ngưỡng lạm phát. Kết quả xác ñịnh

ngưỡng lạm phát từ mô hình ñã chỉ ra một ngưỡng lạm phát cụ thể cho Việt Nam

trong thời gian tới là 5,89% và khuyến nghị việc ñiều hành chính sách tiền tệ nên

hướng vào mục tiêu duy trì mức lạm phát này.

127

KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ

Với các mô hình phân tích cho lạm phát và hàm cầu tiền như trên. Căn cứ

vào các kết quả thực nghiệm, tác giả có một vài gợi ý ñề xuất chính sách cho Việt

Nam như sau:

1. Việc theo ñuổi tăng trưởng nóng ñược phản ảnh bởi mức chênh sản lượng

thực tế so với sản lượng tiềm năng cao (GDP-gap cao) có tác ñộng ñáng kể tới lạm

phát hiện tại. Như kết quả thực nghiệm cho thấy, khi tốc ñộ tăng trưởng của mức

chênh sản lượng ít hơn 3,38% lạm phát ñược duy mức ñộ ổn ñịnh và kích thích tăng

trưởng kinh tế. Ngược lại, khi tốc ñộ tăng của khoảng chênh sản lượng vượt ngưỡng

3,38% thì nguy cơ lạm phát sẽ quay trở lại. Do ñó, Chính phủ cần duy trì, ñưa ra

mục tiêu tăng trưởng vừa phải, không chạy theo số lượng hay tăng trưởng.

2. Kết quả nghiên cứu ñã chỉ ra lạm phát trong quá khứ có ảnh hưởng ñến

lạm phát hiện tại. Theo kết quả từ mô hình cho thấy ñây là một yếu tố tác ñộng

mạnh nhất lạm phát hiện tại. Vì vậy, với các biện pháp kiềm chế lạm phát của

Chính phủ cần có biện pháp ñể người tiêu dùng thay ñổi lạm phát kỳ vọng, qua ñó

dần lấy lại niềm tin của công chúng về một môi trường giá cả ổn ñịnh hơn. ðiều

này, cũng ngụ ý rằng bên cạnh những công cụ kinh tế có thể trông thấy ñược thì

Chính phủ cũng nên chú ý những yếu tố tâm lý kỳ vọng lạm phát.

3. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy, mức giá cả thế giới tăng lên làm tăng

chi phí ñầu vào của sản xuất, ñẩy giá hàng tiêu dùng trong nước tăng theo. Theo kết

quả từ mô hình cho thấy quá trình ảnh hưởng từ mức giá thế giới ñến giá cả tiêu

dùng trong nước xảy ra nhanh và mức ñộ chênh lệch khá cao. ðiều này có thể suy

rộng ra vấn ñề quản lý, công nghệ ở khu vực sản xuất chắc chắn là một yếu ñiểm,

hay cũng ñồng nghĩa một mô hình sản xuất bất hợp lý dựa nhiều vốn, tài nguyên

nhưng chi phí cao (kém hiệu quả) ngay từ các doanh nghiệp, mà trong ñó chủ yếu là

doanh nghiệp nhà nước. ðiều này, cho thấy Chính phủ nên chú trọng ñến giải pháp

tăng cường công nghệ, kỹ thuật nhằm nâng cao sự ñóng góp của các yếu tố năng

suất tổng hợp vào kết quả tăng trưởng.

128

4. Chính phủ nên duy trì tăng trưởng kinh tế ở mức hợp lý trong chừng mực

nào ñó ñược hiểu là sự tăng trưởng phù hợp với năng lực quản trị của nền kinh tế,

các nguồn lực hiện có khác (nhất là tích lũy từ nội bộ nền kinh tế). Thật vậy, việc

theo ñuổi tăng trưởng kinh tế nhanh, dựa vào vốn bên ngoài, ñầu tư công tăng mạnh

ñến sản lượng có thể tăng sản lượng rất nhanh nhưng nền kinh tế phải ñối mặt với

các rủi ro vĩ mô như lạm phát và tỷ giá ñi ñôi với nhau (ngoại tệ chảy vào, áp lực

lên giá VND thời kỳ sau WTO, tiêu dùng gia tăng, tín dụng gia tăng, hệ thống ngân

hàng bất cẩn và trở nên kém bền vững do cho vay nhiều quá nhiều mà quản trị vẫn

không thay ñổi ...);

5. Việc duy trì, ñưa ra mục tiêu tăng trưởng vừa phải cũng có thể là giải pháp

giảm ñược tâm lý kỳ vọng lạm phát cao. Ký ức về một giai ñoạn lạm phát cao trong

quá khứ thường chỉ bắt ñầu mờ nhạt dần sau ít nhất là sau hai quý có mức lạm phát

thấp liên tục và ổn ñịnh. Vì vậy, với các biện pháp kiềm chế lạm phát của Chính

phủ cần có thời gian ñể người tiêu dùng thay ñổi lạm phát kỳ vọng, qua ñó dần lấy

lại niềm tin của công chúng về một môi trường giá cả ổn ñịnh hơn. ðiều này, cũng

ngụ ý rằng bên cạnh những công cụ kinh tế có thể trông thấy ñược thì Chính phủ

cũng nên chú ý những yếu tố tâm lý kỳ vọng lạm phát. Rõ ràng giai ñoạn hiện nay,

nền kinh tế ñang cần những thông ñiệp của Chính phủ về tăng trưởng bền vững,

nhất quán, kiên ñịnh, không bị phụ thuộc bởi lợi ích của bất kỳ nhóm lợi ích nào

(chẳng hạn không thể vì ngành bất ñộng sản mà bơm tiền một cách thiếu cẩn trọng,

lạm phát lại gia tăng và nền kinh tế lại rơi vào vòng xoáy)

6. Hiện chi phí ñẩy là nguyên nhân quan trọng của lạm phát ở Việt Nam, do

ñó việc tiết kiệm và các doanh nghiệp hoạt ñộng có hiệu quả là cơ sở quan trọng ñể

giảm giá thành sản phẩm, qua ñó giảm lạm phát. Gần ñây, Nhà nước ñã có chủ

trương tiết kiệm chi phí, mà khởi ñầu là các doanh nghiệp lớn, các tập ñoàn và Tổng

công ty Nhà nước. Chủ trương này cần ñược tiếp tục nhân rộng và triển khai rộng

rãi một cách thiết thực, thực tế hơn nữa. Khu vực ngân hàng cũng cần tiết giảm chi

phí ñể giảm lãi suất một cách hiệu quả mà không gây sức ép lạm phát. Theo ñịnh

hướng này, cần kiên ñịnh và kiên quyết cắt giảm chi phí ñể giảm giá thành sản

129

phẩm và lãi suất của nền kinh tế, tránh tình trạng ñòi “bơm tiền”- sẽ ñưa lạm phát

quay trở lại (cho dù có giảm lãi suất trong ngắn hạn). Mô hình thực nghiệm trên

cũng chỉ ra rằng, vấn ñề chi phí cao của các doanh nghiệp trong nước và vấn ñề ứng

xử với giá một cách không hợp lý là yếu tố làm cho nền kinh tế kém hiệu quả và cụ

thể hơn làm chi phí của nền kinh tế gia tăng.

7. Chính phủ nên duy trì mức lạm phát hợp lý, chính mức lạm phát hợp lý

này sẽ vừa là nhân tố kích thích tăng trưởng và cũng vừa giúp cho việc ñiều hành

chính sách tiền tệ ñạt hiệu quả cao. Một gợi ý, từ kết quả thực nghiệm của tác giả:

hàm cầu tiền ổn ñịnh khi lạm phát ñạt dưới ngưỡng 5,89%. Ngược lại, hàm cầu tiền

trở nên biến ñộng hơn khi lạm phát ñã vượt qua ngưỡng cận trên 5,89%. Khi lạm

phát dưới ngưỡng 5,8% sẽ là nhân tố kích thích tăng trưởng, ngược lại khi lạm phát

vượt trên ngưỡng này 5,8% thì lạm phát sẽ tác ñộng tiêu cực ñến tăng trưởng.

CÔNG TRÌNH TÁC GIẢ ðÃ CÔNG BỐ

A. Bài ñăng tạp chí tiếng Việt:

1 Nguyễn Khắc Minh, Nguyễn Minh Hải, Phan Tất Hiển, “ Lạm phát mục

tiêu, lý thuyết và thực nghiệm”, hội thảo khoa học “Khuôn khổ chính sách

lạm phát mục tiêu – Lý thuyết và thực tiễn”, NHNN Việt Nam 20/12/2011,

trang 75-94.

2 Nguyễn Minh Hải, ðặng Huyền Linh, Phan Tất Hiển, “ Phân tích tác ñộng

của phá giá tiền tệ ñến tăng trưởng kinh tế Việt Nam thời kỳ 2000 – 2012”,

Tạp chí Phát triển Kinh tế, số 269, tháng 3/2013, trang 33-38.

3 Nguyễn Minh Hải, ðặng Huyền Linh, “ Tiếp cận mô hình hồi quy phi

tuyến: nghiên cứu cầu tiền ở Việt Nam”, Tạp chí Khoa Học Ngân Hàng, số

124, tháng 9/2012, trang 7-12.

4 Nguyễn Minh Hải, “ Mô hình chuỗi thời gian phi tuyến: trong phân tích

nguyên nhân & dự báo lạm phát ở Việt Nam thời kỳ 2000-2011”, Tạp chí

Khoa học Ngân hàng, số 122, tháng 7/2012, trang 22-26.

5 Nguyễn Minh Hải, Bùi Thị Tâm, “Mô hình ñường cong Phillips phân tích

nguyên nhân lạm phát của Việt Nam trong thời kỳ 2000-2011”, Tạp chí

Khoa học & ñào tạo Ngân Hàng, số 119, tháng 4/2012, trang 23-27.

6 Nguyễn Khắc Minh, Nguyễn Minh Hải và cộng sự (2011), Giáo trình kinh

tế lượng, Nhà xuất bản Thanh Niên.

Bài ñăng tạp chí tiếng Anh B.

1 Nguyen Minh Hai, Phan Tat Hien & Dang Huyen Linh (2013), “ An

Analysis of Impacts of Currency Devalution on Economic Growth in Viet

Nam in 2000-2012”, Journal of Economic Development, No.217 July 2013,

pp. 110-119.

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

A. TÀI LIỆU THAM KHẢO BẰNG TIẾNG VIỆT

1 Bùi Duy Phú- chủ nhiệm ñề tài (2010): Xây dựng hàm cầu tiền Việt Nam.

Phân tích và dự báo qua một số mô hình ñịnh lượn, ðề tài nghiên cứu khoa

học cấp ngành, MS KNH 2010-06.

2 ðặng Huyền Linh và cộng sự (2012), “ Phân tích quan hệ giữa tăng trưởng

và lạm phát bằng mô hình ñường cong Phillips”, Tạp chí Kinh tế và Dự

báo, (520), tháng 8/2012.

3 Khuất Duy Tuấn (2012), ðiều hành chính sách tiền tệ nhằm kiểm soát lạm

phát trong quá trình chuyển ñổi nền kinh tế ở Việt Nam, Luận án Tiến sĩ

Kinh tế, ðại học Kinh tế Quốc dân.

4 Hà Quỳnh Hoa (2008), Cầu về tiền và hệ quả ñối với chính sách Việt Nam,

Luận án Tiến sĩ Kinh tế, ðại học Kinh tế Quốc dân.

5 Lê Việt ðức và Trần Thị Thu Hằng (2008), “Quan hệ giữa tăng trưởng và

lạm phát: Lý thuyết và kinh nghiệm các nước ñang phát triển Châu Á”, Tạp

chí Nghiên cứu kinh tế (359), tháng 4/2008.

6 Lê Văn Tư và Nguyễn Quốc Khanh (2000), Một số vấn ñề về Chính sách tỷ

giá hối ñoái cho mục tiêu phát triển kinh tế ở Việt Nam, NXB Thống Kê,

Hà Nội.

7 ðào Văn Hùng, Nguyễn Thạc Hoát (2013), “ Lạm phát và tăng trưởng kinh

tế ở Việt Nam với mục tiêu phát triển bền vững’’, Báo cáo hội thảo khoa

học, Học viện Chính sách và Phát triển , Bộ KH&ðT, 2013.

8 Nguyễn Khắc Minh, Nguyễn Minh Hải, Phan Tất Hiển (2011), “ Lạm phát

mục tiêu, lý thuyết và thực nghiệm”, Báo cáo hội thảo khoa học “Khuôn

khổ chính sách lạm phát mục tiêu – Lý thuyết và thực tiễn”, NHNN Việt

Nam 20/12/2011.

9 NHNN Việt Nam, Báo cáo thường niên NHNN Việt Nam, các năm 1986-

2010.

10 Nguyễn Khắc Minh (2009), Cơ sở lý thuyết chuỗi thời gian phi tuyến và

ứng dụng vào xây dựng mô hình phân tích lạm phát cho Việt Nam, Chương

trình hỗ trợ kỹ thuật của Châu Âu cho Việt Nam, Hợp phần 5: Phân tích

thống kê, công cụ chính sách Bộ Kế hoạch và ðầu tư.

11 Nguyễn Khắc Minh (2002), Các phương pháp phân tích & dự báo trong

kinh tế, NXB Khoa học Kỹ Thuật.

12 Nguyễn Phi Lân (2011), “Cầu tiền trong mối quan hệ với lạm phát và chính

sách tiền tệ của Việt Nam”, Tạp chí Ngân hàng, (19), 10/2011.

13 Nguyễn Thị Thu Hằng, Nguyễn ðức Thành (2011), Nguồn gốc lạm phát ở

Việt Nam giai ñoạn 2000-2010 phát hiện mới từ những bằng chứng mới,

Trường ðại học Kinh tế, ðại học Quốc gia Hà Nội.

14 Phạm Thế Anh (2009), “Xác ñịnh các nhân tố quyết ñịnh lạm phát ở Việt

Nam”, Tạp chí Kinh tế và Phát triển, 2009.

15 Phạm Thị Thu Trang (2009), “Các yếu tố tác ñộng tới lạm phát tại Việt

Nam – Phân tích chuỗi thời gian phi tuyến,” Tạp chí Kinh tế và Dự báo số

(452), tháng 12/2009.

16 Phan Thị Hồng Hải (2005), Lạm phát trong các nước chuyển ñổi kinh tế và

vấn ñề kiểm soát lạm phát ở Việt Nam, Luận án Tiến sĩ Kinh tế, ðại học

Kinh tế Quốc dân.

17 Vương Thị Thảo Bình (2009), Tiếp cận và phân tích ñộng thái giá cả-lạm

phát của Việt Nam trong thời kỳ ñổi mới bằng một số mô hình toán, Luận

án Tiến sĩ Kinh tế, ðại học Kinh tế Quốc dân.

18 Vương Thị Thảo Bình (2012), “ Phát triển mô hình ñường cong Phillips ñể

phân tích nguyên nhân lạm phát ở Việt Nam”, Tạp chí Kinh tế ðối ngoại,

tháng 11/2012.

19 Vũ Quốc Huy và cộng sự (2011), Tỷ giá hối ñoái giai ñoạn 2000-2011 các

nhân tố quyết ñịnh, và mức ñộ sai lệch tác ñộng ñối với xuất nhập khẩu,

Bản quyền Ủy ban kinh tế của Quốc hội và UNDP tại Việt Nam.

B. TÀI LIỆU THAM KHẢO BẰNG TIẾNG ANH

20 Akerlof, G. A., Dickens, W. T., & Perry, G. L. (1996), “ The

macroeconomics of low inflation”, Brookings Papers on Economic Activity,

(1), 1−59.

21 Bacon, D. W. and Watts, D. G. (1971), “ Estimating the transition between

two intersecting straight lines”, Biometrika, 58:525–534.

22 Ball, L., Mankiw, N. G., & Romer, D. (1998), “The New Keynesian

economics and the output–inflation tradeoff”, Brookings Papers on

Economic Activity, 1, 1−65.

23 Barro, Robert (1991), “ Economic Growth in a Cross-Section of Countries”,

Quarterly Journal of Economics, Vol. 106, No. 2, pp. 407– 43.

24 Baumol, W. J (1952), “ The transaction demand for cash: an inventory

theoretic approach”, The quartery Journal of Economics, November.

25 Brandt, L., & Zhu, X. (2000), “ Redistribution in a decentralized economy:

Growth and inflation in China under reform”, Journal of Political Economy,

108(2), 422−439.

26 Brüggemann, Ralf and Riedel, Jana (2011), "Nonlinear interest rate reaction

functions for the UK", Economic Modelling, Elsevier, vol. 28(3), pages

1174-1185, May.

27 Brüggemann, R. and Lütkepohl, H. (2001), “Lag selection in subset VAR

models with an application to a U.S. monetary system,” Econometric

Studies: A Festschrift in Honour of Joachim Frohn, LIT Verlag, Münster,

107-128.

28 Bruno và Easterly (1998), “Inflation crises and long-run growth ”, Journal

of Monetary Economics 41 (1998) 3 -26.

29 Böhm, B. (2001), “Structural Change in the Austrian Inflation Process. In

G. Chaloupek, A. Guger, E. Nowotny (eds.)“, Ökonomie in Theorie und

Praxis, Berlin: Springer Verlag, pp. 31-46.

30 Camacho, M. (2004), “Vector Smooth Transition Regression Models for US

GDP and the Composite Index of Leading Indicators”, Journal of

Forecasting, Vol. 23, pp. 173-196.

31 Chen, S.L., J.L. Wu (2005), “ Long-run Money Demand Revisited:

Evidence from a Non-linear Approach”, Journal of International Money

and Finance, Vol. 24, pp. 19-37.

32 Darran Austin, Bert Ward, Paul Dalziel (2007), “The demand for money in

China 1987-2004: A non-linear modelling approach”, China economic

Review, 18(2007) 190-204.

33 Dick van Dijk, Timo Terasvirta and Phillips Hans France (2000), “Smooth

Transition Autoregression Models a survey of Recent Developments”,

econometric institute Research report EI2000-23/A, June 9, 2000.

34 Dang Tri Trung (2004), The demand for money in Vietnam, Thesis of

master degree, MDE Hanoi.

35 Dolado, J. J., M. D. Ramon, M. Naveira (2005), “Are Monetary-Policy

Reaction Functions Asymmetric? The Role of Nonlinearity in the Phillips

Curve,” European Economic Review, Vol. 49, pp. 485-503.

36 Eitrheim and et al (1996),"Testing the adequacy of smooth transition

autoregressive models," Journal of Econometrics, 74, 59-75.

37 Eric Schaling (1998), “ The Nonlinear Phillips Curve and Inflation Forecast

Targeting: Symmetric versus Asymmetric Monetary Policy Rules”,

Department of Economics, Rau, Po Box 524, 2006 Auckland Park,

Johannesburg, Republic of South Africa.

38 Fok D., D. van Dijk, P. H. Franses (2005a), “ A multi-level panel STAR

model for US manufacturing sectors ”, Journal of Applied Econometrics,

Vol. 20(6), pp. 811-827.

39 Forster, N and Robert Stehrer (2007), “Modeling Transformation in CEECs

using Smooth Transitions," Journal of Comparative Economics 35, 57-86.

40 Gonzalez, A., T. Teräsvirta, D. van Dijk (2005), "Panel Smooth Transition

Regression Models," Research Paper Series 165, Quantitative Finance

Research Centre, University of Technology, Sydney.

41 Ghosh, A., & Phillips, S. (1998), “Warning: Inflation may be harmful to

svirta

42 your growth”, IMF Staff Papers, 45(4), 672−710. aTer && , T (1996), Modeling Nonlinear Economic Granger, C.W.J and

Relationship, Oxford University Press, New York.

Gregoriou, A and Kontonikas, A (2006). " Inflation Targeting and the and the 43

Stationary of Inflation: New Results from an ESTAR Unit Root Test", Bulletin of

Economic Research 58,309-322.

44 Greenspan, A. (2001), “ Transparency in monetary policy. Speech to the

Federal Reserve Bank of St”, Louis Economic Policy Conference, 11

October 2001, Downloaded from,ww.federalreserve.gov/boarddocs/

speeches/ 2001/20011011/default. Htm.

45 Greenaway, David, Leybourne, Steve, Sapsford, David (2000), “Smooth

Transition and GDP Growth in the European Union”, Manchester School,

68, 145-165.

46 Kavkler, A., Peter, M., B. Böhm (2005), “Nonlinear econometric models:

The smooth transition regression approach”, ðịa chỉ

http://persweb.wabash.edu/facstaff/mikekp/pdfpapers/abstractgdnprvipaper

1jun20.pdf.

47 Khan, M. S., & Senhadji, A. S. (2001), “Threshold effects in the

relationship between inflation and growth”, IMF Staff Papers, 48(1), 1−21.

48 Huh, H.S. (2002), “ Estimating Asymmetric Output Cost of Lowering

Inflation for Australia”, Southern Economic Journal, Vol. 68, pp. 600-616.

49 Huang, Lin, and Cheng (2001), “ Evidence on nonlinear error correction in

monney demand: the case of Taiwan”, Applied Economics, Vol. 33, pp.

1727-36.

50 Hall, A. D., Skalin, J. and Terasvirta, T. (2001), “ A nonlinear time series

model of El Nino”, Environmental Modelling and Software, 16. 139-146.

51 Hansen, J., Ruedy, R., Lacis, A., Sato, M., Nazarenko, L., Tausnev, N.,

Tegen, I. & Koch, D. (2000) in General Circulation Model Development ,

ed. Randall, D. (Academic, New York), pp. 127–164.

52 Hansen, J., Ruedy, R., Glascoe, J. & Sato, M. (1999) J. Geophys. Res. 104,

30997–31022.

53 Leybourne, S.; Newbold, P.; Vougas, D. Unit roots and smooth transitions.

Journal of Time Series Analysis 1998, 19, 83–97.

54 Lundbergh, S; Teräsvirta, T. & Van Dijk, D. (2003), “Time-Varying

Smooth Transition Autoregressive Models”, Journal of Business &

Economic Statistics 21(1), Jan. 2003.

55 Luukkonen, R and T. Terasvirta, (1998), “ Testing Linearity in Univariate

Time Series Models”, Scandinavian Journal of Statistic, Vol, 491-499.

56 Lutkepohl, H., Terasvirta, T., & Wolters, J. (1999), “ Investigating stability

and linearity of a German M1 money demand function”, Journal of Applied

Econometrics, 14, 511−525.

57 Ma, J. (1996), “Monetary management and intergovernmental relations in

China”, World Development, 24(1), 145−153.

58 Mayes, D.G., M. Viren (2002), “Asymmetry and the Problem of

Aggregation in the Euro Area”, Empirica, Vol. 29, pp. 47-73.

59 Mir Asif Iquebal (2006), On Smooth Transition Autoregression Models and Their

Applications: an Overview. ðịa chỉ: http://www.iasri.res.in/seminar/AS-

299/ebooks/2005-2006/Phd, [Truy cập: 13/6/2012].

60 Marinda Koster, A macroeconomic model for south Africa: a non-liear

econometric modelling approach, Thesis of master degree, at the University

of Johannesburg (2005).

61 Nguyen Khac Minh, Nguyen Viet Hung & Nguyen Manh Hung (2008), The

impact of Vietnam’s economic reforms on economic growth in three

economic sectors, International workshop on Growth, structural change,

and policies in Vietnam since Doimoi.

62 Qaiser Munir, Kasim Mansur and Fumitaka Furuoka (2005), “Inflation and

Economic Growth in Malaysia: A Threshold Regression Approach”, Asean

Economic Bulletin, Vol. 26, No. 2 (2009), pp. 180–93.

63 Reddell, M. (1999), “ Origins and early development of the inflation

target,” Reserve Bank of New Zealand Bulletin, 62(3), 63−71.

64 Richard E. Quandt (1958), “ The Estimation of the Parameters of a Linear

Regression System Obeying Two Separate Regimes’’, Journal of the

American Statistical Association, 53, December, 873-80.

65 Sarel, M. (1996), “ Nonlinear effects of inflation on economic growth,”

IMF Staff Papers, 43(1), 199−215.

Sbordone, Argia, and Kenneth Kuttner (1994), “ Does Inflation Reduce

Productivity?”, Economic Perspectives , Vol. 18 (November/December),

pp. 2–14.

66 Schaling, E. (2004), “ The Nonlinear Phillips Curve and Inflation Forecast

Targeting: Symmetric versus Asymmetric Monetary Policy Rules,” Journal

of Money, Credit, and Banking, Vol. 36, pp. 361-386.

67 Svensson, L. E.O (1997), “ Infation targeting as a monetary policy rule”,

Journal of Monetary Economics, 43 (1999) 607-654.

68 Skalin, J. and Terasvirta, T. (1999), “ Another look at Swedish business

cycles, 1861-1988”, Journal of Applied Econometrics, 14. 359-378.

69 Sarno, L., M.P. Taylor, D.A. Peel (2003), “ Nonlinear Equilibrium

Correction in US Real Money Balances, 1869-1997”, Journal of Money,

Credit, and Banking, Vol. 35, pp. 787-799.

70 Temple, J. (2000), “ Inflation and growth: Stories short and tall”. Journal of

Economic Surveys, 14(4), 395−426.

71 Terasvirta, T. (1994), “Specification, estimation, and evaluation of smooth

transition autoregressive models”, Journal of the American Statistical

Association, pp. 208-18.

72 Terasvirta, T. (1998), “Modelling Economic Relationships with Smooth

Transition Regressions”, Handbook of Applied Economic Statistics, Marcel

Dekker, New York, 507- 552.

73 Terasvirta, T. (2004), “Smooth Transition Regression Modelling”, Applied

Time Series Econometrics, Cambridge University Press, Cambridge, 222-

242.

74 Tong, H. (1990), Non-linear Time Series, Clarendon Press: Oxford.

75 Vaona, A. & Schiavo, S., 2007. "Nonparametric and semiparametric

evidence on the long-run effects of inflation on growth," Economics

Letters, Elsevier, vol. 94(3), pages 452-458, March.

PHỤ LỤC

Phụ lục 1. Các phương pháp ñể tách xu thế dài hạn và ước lượng sản

lượng tiềm năng cho giai ñoạn 2000-2011

* Phương pháp lọc Hodrick-Prescott

Ta giả sử chuỗi yt là tổng của thành phần xu thế gt và thành phần chu kỳ ct:

yt = gt + ct, t=1,…T

Hodrick-Prescott (1958) ñã ñưa ra cách tách thành phần giao ñộng ngắn hạn

ct mà tương thích với chu kỳ thương mại, từ ñó tìm ñược xu thế dài hạn gt bằng

Min

[(

)

(

2 )] }

2 c t

g t

cách giải quyết bài toán tối ưu sau:

å {

å

Tức là:

Min

(

2 )

[(

)

(

2 )] }

g t

å {

å

Trong ñó, yt là sản lượng thực tế tại thời kỳ t; gt là xu thế dài hạn (giá trị cân bằng)

thời kỳ t; λ là hệ số san bằng chuỗi dữ liệu (smoothing coefficient). Nếu λ càng nhỏ

thì giá trị ước lượng tối ưu càng với giá trị quan sát, và ngược lại, λ càng cao thì giá

trị ước lượng có chiều hướng là một ñường tuyến tính. ðiều này cho thấy, bậc tự do

của λ rất quan trọng. Hodrick và Prescott (15) phát triễn mô hình này và ñề nghị giá

trị λ là 100 cho số liệu năm, và λ =1600 cho số liệu quý và λ=14400 cho số liệu theo

tháng.

g 1

g 2

L ¶ / ........

ì ¶ ïïïï ¶ ïïí ïïïï ¶ ïïî

Các giá trị gi (i=1,…, T) ñược tìm qua ñiều kiện cần của bài toán tối ưu:

Giải hệ phương trình trên, ta thu ñược các giá trị gi (i=1,…,T) hay nói khác là chúng

ta ước lượng ñược xu thế trong dài hạn gt.

* Phương pháp hồi quy ña thức bậc 3

Phương pháp hồi quy ña thức bậc 3 như sau: Ta ký hiệu chuỗi thời gian yt là

sản lượng thực tế. Gọi trend là biến xu thế, khi ñó hồi quy yt theo ña thức bậc 3 của

+ ct

trend như sau:

yt = β1 + β2 trendt + β3 trendt

ˆ b

t rend +

ˆ b

t rend

) b

2 + β4 trendt ˆ b

ñược xấp xĩ

ˆg = t

3 t

2 t rend + t

phần ước lượng:

là sản lượng tiềm năng, phần dư yt-gt ñược gọi là khoảng trên sản lượng với sản

lượng tiềm năng.

Nguồn số liệu: GDP thực tế theo giá so sánh 1994 giai ñoạn 2000-2011, ký

hiệu GDP_Real. Trước hết ta dùng phương pháp Census X12 ñể ñiều chỉnh mùa vụ

cho chuỗi GDP_Real.

Ta ñặt yt =ln(GDP_Real)t. Dùng phương pháp Lọc Hodrick-Prescott ñể tách

thành phần sản lượng tiềm năng , ký hiệu HP_gt. Sau ñó, dùng phương pháp hồi quy

ña thức bậc 2 ñể tách thành phần sản lượng tiềm năng, ký hiệu T_gt. Kết quả ước

lượng HP_gt và T_gt của hai phương pháp này gần trùng như nhau, kết quả cho bởi

bảng sau:

Quý

HP_gt

T_gt

2000Q1 11.335306 2000Q2 11.337316 2000Q3 11.340982 2000Q4 11.346006 2001Q1 11.3652121 2001Q2 11.3659170 2001Q3 11.366870 2001Q4 11.375209 2002Q1 11.384041 2002Q2 11.39240 2002Q3 11.402660 2002Q4 11.412127 2003Q1 11.421500 2003Q2 11.430667 11.335306 11.33199 11.34091 11.346001 11.365212 11.3659170 11.36712 11.375243 11.38403 11.39246 11.40265 11.412126 11.421400 11.430668

2003Q3 11.439510 2003Q4 11.457889 2004Q1 11.45674 2004Q2 11.462746 2004Q3 11.468960 2004Q4 11.474137 2005Q1 11.56078135 2005Q2 11.560857 2005Q3 11.562186 2005Q4 11.5751999 2006Q1 11.5760250 2006Q2 11.576983 2006Q3 11.62196 2006Q4 11.6578 2007Q1 11.658075 2007Q2 11.648932 2007Q3 11.638600 2007Q4 11.67257 2008Q1 11.75169 2008Q2 11.772724 2008Q3 11.780332 2008Q4 11.78329 2009Q1 11.7022 2009Q2 11.76642 2009Q3 11.7199 2009Q4 11.7856 2010Q1 11.83054 2010Q2 11.8298 2010Q3 11.85720 2010Q4 11.808599 2011Q1 11.81534 2011Q2 11.84541 2011Q3 11.87602 2011Q4 11.80681 11.439513 11.457887 11.45674 11.462784 11.6896 11.474134 11.56078134 11.56085 11.562134 11.5751999 11.570250 11.57698 11.62167 11.6572 11.65866 11.64899 11.6386 11.67254 11.752 11.772820 11.78047 11.7849 11.7024 11.76643 11.718 11.78542 11.83054 11.8229 11.85720 11.808599 11.81544 11.8471 11.87602 11.81105

Phụ lục 2. Kết quả kiểm ñịnh tuyến tính và lựa chọn dạng mô hình STR

cho ñường cong Phillips (Hình gốc)

*** Tue, 22 Apr 2014 19:05:52 *** TESTING LINEARITY AGAINST STR variables in AR part: CONST CPI_log_d1(t-1) CPI_log_d1(t-2) CPI_log_d1(t-3) CPI_log_d1(t-4) OIL_log_d1(t) Gap(t) OIL_log_d1(t- 1) Gap(t-1) OIL_log_d1(t-2) Gap(t-2) OIL_log_d1(t-3) Gap(t-3) OIL_log_d1(t-4) Gap(t-4) param. not under test: sample range: [2001 Q2, 2011 Q4], T = 43 p-values of F-tests (NaN - matrix inversion problem): transition variable F F4 F3 F2 suggested model

CPI_log_d1(t-1) NaN NaN NaN 8.3664e-02 Linear

CPI_log_d1(t-2) NaN NaN NaN 2.2196e-02 Linear

CPI_log_d1(t-3) NaN NaN NaN 1.9209e-01 Linear

CPI_log_d1(t-4) NaN NaN NaN 1.7180e-03 Linear

OIL_log_d1(t) NaN NaN NaN 2.0044e-01 Linear

Gap(t) NaN NaN NaN 6.4122e-01 Linear

OIL_log_d1(t-1) NaN NaN NaN 4.0747e-02 Linear

Gap(t-1) NaN NaN NaN 7.4690e-02 Linear

OIL_log_d1(t-2) NaN NaN NaN 1.1401e-02 Linear

Gap(t-2) NaN NaN NaN 6.3279e-02 Linear

OIL_log_d1(t-3) NaN NaN NaN 2.4423e-02 Linear

Gap(t-3) NaN NaN NaN 1.4295e-03 Linear

OIL_log_d1(t-4) NaN NaN NaN 1.2710e-01 Linear

Gap(t-4) NaN NaN NaN 3.8628e-01 Linear

TREND NaN NaN NaN 2.2233e-02 Linear

Source: Jmulti results

*** Tue, 22 Apr 2014 19:06:06 *** TESTING LINEARITY AGAINST STR variables in AR part: CONST CPI_log_d1(t-1) CPI_log_d1(t-2) CPI_log_d1(t-3) OIL_log_d1(t) Gap(t) OIL_log_d1(t-1) Gap(t-1) OIL_log_d1(t-2) Gap(t-2) OIL_log_d1(t-3) Gap(t-3) param. not under test: sample range: [2001 Q1, 2011 Q4], T = 44 p-values of F-tests (NaN - matrix inversion problem): transition variable F F4 F3 F2 suggested model

CPI_log_d1(t-1) NaN NaN 3.0388e-04 5.2432e-02 Linear

CPI_log_d1(t-2) NaN NaN 1.1233e-01 6.1009e-02 Linear

CPI_log_d1(t-3) NaN NaN 4.2398e-01 1.5293e-07 Linear

OIL_log_d1(t) NaN NaN 4.1488e-01 1.3436e-06 Linear

Gap(t) NaN NaN 7.8223e-03 8.2842e-03 Linear

OIL_log_d1(t-1) NaN NaN 1.1758e-02 1.9215e-02 Linear

Gap(t-1) NaN NaN 2.3125e-02 2.1053e-05 Linear

OIL_log_d1(t-2) NaN NaN 3.2398e-01 1.9182e-06 Linear

Gap(t-2) NaN NaN 1.2282e-01 8.7520e-02 Linear

OIL_log_d1(t-3) NaN NaN 6.5085e-02 8.5194e-03 Linear

Gap(t-3) NaN NaN 6.7290e-03 1.6953e-02 Linear

TREND NaN NaN 1.3770e-01 1.9446e-04 Linear

Source: Jmulti results

*** Thu, 27 Mar 2014 16:05:50 *** TESTING LINEARITY AGAINST STR variables in AR part: CONST CPI_log_d1(t-1) CPI_log_d1(t-2) Gap(t) OIL_log_d1(t) Gap(t-1) OIL_log_d1(t-1) Gap(t-2) OIL_log_d1(t-2) Gap(t-3) OIL_log_d1(t-3) param. not under test: sample range: [2001 Q1, 2011 Q4], T = 44 p-values of F-tests (NaN - matrix inversion problem): transition variable F F4 F3 F2 suggested model

CPI_log_d1(t-1) 3.8340e-02 5.3594e-01 6.8986e-05 1.2042e-02 LSTR2

CPI_log_d1(t-2) 2.9196e-01 7.8154e-01 8.4986e-03 1.0435e-01 Linear

Gap(t) 2.1261e-02 2.0940e-01 3.2644e-03 1.3490e-03 LSTR1

OIL_log_d1(t) NaN NaN 9.9642e-02 6.9362e-06 Linear

Gap(t-1)* 6.3105e-03 7.4784e-02 1.0874e-02 8.4567e-05 LSTR1

OIL_log_d1(t-1) NaN NaN 2.2003e-02 1.0783e-02 Linear

Gap(t-2) 1.0864e-01 1.7616e-01 2.8876e-01 4.9381e-02 Linear

OIL_log_d1(t-2) NaN NaN 2.5732e-02 6.8096e-06 Linear

Gap(t-3) 4.6329e-02 4.7337e-01 4.2888e-04 8.0966e-03 LSTR2

OIL_log_d1(t-3) NaN NaN 2.2507e-02 1.0735e-02 Linear

TREND NaN NaN 1.9917e-02 1.2493e-03 Linear

Source: Jmulti results

Phụ lục 3. Kết quả ước lượng mô hình 2 cơ chế LSTR1 của ñường

Phillips phi tuyến (hình gốc)

* Thu, 27 Mar 2014 16:11:36 * STR ESTIMATION variables in AR part: CONST CPI_log_d1(t-1) CPI_log_d1(t-2) Gap(t) OIL_log_d1(t) Gap(t-1) OIL_log_d1(t-1) Gap(t-2) OIL_log_d1(t-2) Gap(t-3) OIL_log_d1(t-3) restriction theta=0: CONST Gap(t) OIL_log_d1(t) restriction phi=0: CPI_log_d1(t-1) CPI_log_d1(t-2) OIL_log_d1(t-1) Gap(t-2) OIL_log_d1(t-2) Gap(t-3) OIL_log_d1(t-3) restriction phi=-theta: transition variable: Gap(t-1) sample range: [2001 Q1, 2011 Q4], T = 44 transition function: LSTR1 number of iterations: 12330 variable start estimate SD t-stat p-value ----- linear part ------ CONST 0.95421 0.88836 0.3452 2.5733 0.0153 Gap(t) -0.00338 0.00303 0.0033 0.9265 0.3616 OIL_log_d1(t) -0.08726 -0.08384 0.0299 -2.8042 0.0088 Gap(t-1) 0.08354 0.7284 0.048 15.1677 0.0000 ---- nonlinear part ---- CPI_log_d1(t-1) 33411.49365 2.85407 0.0000 0.0000 0.0415 CPI_log_d1(t-2) -52456.95703 1.83469 0.0000 0.0000 0.0165 Gap(t-1) -191.26385 0.00391 0.0245 0.1597 0.8742 OIL_log_d1(t-1) -5692.45508 0.53725 0.0000 0.0000 0.0256 Gap(t-2) -2968.76611 -0.18606 0.0000 -0.0000 0.0040 OIL_log_d1(t-2) 1862.40527 0.36940 0.0000 0.0000 0.1109 Gap(t-3) 4486.37061 -0.16113 0.0000 -0.0000 0.0223 OIL_log_d1(t-3) 3800.01465 -0.87815 0.0000 -0.0000 0.0769 Gamma 10.00000 2.74555 0.4779 5.7444 0.0000 C1 6.30310 3.33862 0.0000 0.0000 0.0153 AIC: -5.8771e+00 SC: -5.3094e+00 HQ: -5.6666e+00 R2: 9.7792e-01 adjusted R2: 0.9784 variance of transition variable: 9.8156 SD of transition variable: 3.1330 variance of residuals: 0.0022 SD of residuals: 0.0466

Phụ lục 4. Kết quả kiểm ñịnh khuyết tật của mô hình ñường Phillips phi

tuyến (Hình gốc)

* Thu, 27 Mar 2014 16:21:20 * Test of No Error Autocorrelation (NaN - matrix inversion problem): lag F-value df1 df2 p-value 1 0.0416 1 28 0.8398 2 2.2678 2 26 0.1236 3 2.0279 3 24 0.1368 4 1.6496 4 22 0.1975 5 1.0501 5 20 0.4164 6 0.8376 6 18 0.5569 7 1.5841 7 16 0.2105 * Thu, 27 Mar 2014 16:21:20 * ARCH-LM TEST with 8 lags: test statistic: 6.8780 p-Value(Chi^2): 0.5499 F statistic: 1.0628 p-Value(F): 0.4169 * Thu, 27 Mar 2014 16:21:21 * JARQUE-BERA TEST: test statistic: 1.6412 p-Value(Chi^2): 0.4402 skewness: -0.1654 kurtosis: 3.8864

Phụ lục 5. ðồ thị phân rã các thành phần: tuyến tính và phi tuyến; hàm

chuyển tiếp và biến chuyển tiếp của mô hình ñường Phillips phi tuyến

Phụ lục 6. ðồ thị ngưỡng và ñộ dốc của hàm chuyển tiếp trong mô hình

ñường cong Phillips phi tuyến

Source: Jmulti results

Phụ lục 7. Kết quả kiểm ñịnh tuyến tính và lựa chọn dạng mô hình STR

cho hàm cầu tiền (kèm hình gốc kèm theo)

*** Thu, 27 Mar 2014 13:09:32 *** TESTING LINEARITY AGAINST STR variables in AR part: CONST gM2(t-1) gM2(t-2) gGDP(t) gCPI(t) gGDP(t-1) gCPI(t-1) gGDP(t-2) gCPI(t-2) gGDP(t-3) gCPI(t-3) param. not under test: sample range: [2001 Q1, 2011 Q4], T = 44 p-values of F-tests (NaN - matrix inversion problem): transition variable F F4 F3 F2 suggested model

gM2(t-1) 2.6000e-01 3.9431e-01 2.0545e-01 1.1744e-01 Linear

gM2(t-2) 1.0102e-01 9.6986e-02 5.3000e-01 2.4062e-01 Linear

gGDP(t) 6.9061e-01 6.7517e-01 4.0051e-01 6.2688e-01 Linear

gCPI(t)* 2.0904e-02 3.1687e-02 3.5303e-01 5.3000e-02 LSTR1

gGDP(t-1) 9.6100e-02 1.8058e-01 8.3100e-02 1.9060e-01 Linear

gCPI(t-1) 4.3599e-01 6.1427e-01 3.2630e-01 5.8401e-02 Linear

gGDP(t-2) 4.8913e-01 4.9764e-01 6.6612e-01 1.3781e-01 Linear

gCPI(t-2) 5.6699e-01 7.1116e-01 9.0802e-02 7.2558e-01 Linear

gGDP(t-3) 4.0728e-01 4.4464e-01 3.9540e-01 2.7352e-01 Linear

gCPI(t-3) 6.1081e-01 5.9168e-01 2.4479e-01 9.0900e-01 Linear

TREND NaN NaN 2.3232e-01 3.8449e-01 Linear

Source: Jmulti results

Phụ lục 8. Kết quả ước lượng mô hình 2 cơ chế LSTR1 của hàm cầu tiền

phi tuyến (kèm theo hình gốc)

*** Thu, 27 Mar 2014 13:40:40 *** STR ESTIMATION variables in AR part: CONST gM2(t-1) gM2(t-2) gGDP(t) gGDP(t-1) gCPI(t-1) gGDP(t-2) gCPI(t-2) gGDP(t-3) gCPI(t-3) restriction theta=0: CONST gM2(t-1) gM2(t-2) gGDP(t) gGDP(t-1) gCPI(t-1) gCPI(t-3) restriction phi=0: gGDP(t-2) gCPI(t-2) gGDP(t-3) restriction phi=-theta: transition variable: gCPI(t) sample range: [2001 Q1, 2011 Q4], T = 44 transition function: LSTR1 number of iterations: 9 variable start estimate SD t-stat p-value

----- linear part ------

CONST 1.16664 1.20764 0.3774 3.2002 0.0031

gM2(t-1) 0.67002 0.66822 0.1294 5.1647 0.0000

gM2(t-2) -0.47830 -0.47382 0.1255 -3.7751 0.0007

gGDP(t) 8.20351 8.15505 1.7020 4.7915 0.0000

gGDP(t-1) 0.85425 0.78689 2.0453 0.3847 0.7030

gCPI(t-1) -7.90568 -8.21804 2.4245 -3.3896 0.0019

gCPI(t-3) -3.90326 -4.17949 2.3515 -1.7774 0.0850

---- nonlinear part ----

gGDP(t-2) 15.01010 15.18303 2.4709 6.1446 0.0000

gCPI(t-2) -62.38587 -61.08694 32.2185 -1.8960 0.0670

gGDP(t-3) -16.53231 -17.33909 6.3638 -2.7247 0.0103

Gamma 7.33518 5.89772 4.3301 1.3620 0.1827

C1 0.05331 0.05894 0.0312 1.8879 0.0681

AIC: 9.6467e-01

SC: 1.4513e+00

HQ: 1.1451e+00

R2: 8.5552e-01

adjusted R2: 0.8588

variance of transition variable: 0.0193

SD of transition variable: 0.1391

variance of residuals: 2.0911

SD of residuals: 1.4460

Source: Jmulti results

Phụ lục 9. Kết quả kiểm ñịnh khuyết tật của mô hình hàm cầu tiền phi

tuyến (Hình gốc)

*** Thu, 27 Mar 2014 15:06:05 *** Test of No Error Autocorrelation (NaN - matrix inversion problem): lag F-value df1 df2 p-value 1 0.2419 1 30 0.6264 2 0.0626 2 28 0.9394 3 0.3063 3 26 0.8206 4 1.6194 4 24 0.2019 5 1.1510 5 22 0.3640 6 0.9115 6 20 0.5067 7 0.9078 7 18 0.5222 8 0.7433 8 16 0.6542 *** Thu, 27 Mar 2014 15:06:07 *** Parameter Constancy Test (NaN - matrix inversion problem): variables not under test: transition function F-value df1 df2 p-value H1 1.3703 10.0000 20.0000 0.2625 H2 2.2147 20.0000 10.0000 0.0982 H3 0.0000 30.0000 0.0000 NaN *** Thu, 27 Mar 2014 15:06:07 *** ARCH-LM TEST with 8 lags: test statistic: 1.3776 p-Value(Chi^2): 0.9946 F statistic: 0.1791 p-Value(F): 0.9919 *** Thu, 27 Mar 2014 15:06:07 *** JARQUE-BERA TEST: test statistic: 2.2981 p-Value(Chi^2): 0.3169 skewness: 0.5446 kurtosis: 3.2594

Source: Jmulti results

Phụ lục 10. ðồ thị ngưỡng và ñộ dốc của hàm chuyển tiếp trong mô hình

hàm cầu tiền phi tuyến

Phụ lục 11. ðồ thị phân rã các thành phần: tuyến tính và phi tuyến; hàm

chuyển tiếp và biến chuyển tiếp của mô hình ñường Phillips phi tuyến

Phụ lục 12. Mô hình ước lượng ARIMA (3,1,1), ñồ thị giá trị dự báo của

mô hình

Dependent Variable: DLOGCPI Method: Least Squares Date: 04/17/14 Time: 14:47 Sample (adjusted): 2001Q1 2011Q4 Included observations: 44 after adjustments Convergence achieved after 18 iterations MA Backcast: 2000Q4

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.003047 -0.418070 0.965732

0.003984 0.173693 0.036993

0.764764 -2.406949 26.10605

Variable C AR(3) MA(1)

Prob. 0.4488 0.0207 0.0000

0.003588 0.028534 -5.010589 -4.888939 -4.965475 1.888969

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.571964 Mean dependent var 0.551084 S.D. dependent var 0.019118 Akaike info criterion 0.014986 Schwarz criterion 113.2330 Hannan-Quinn criter. 27.39313 Durbin-Watson stat 0.000000

.37+.65i

Inverted AR Roots Inverted MA Roots

.37-.65i -.97

-.75

.08

.04

.00

.06

.04

-.04

.02

-.08

.00

-.02

-.04

-.06

Residual

Actual

Fitted

Luận án Tiến sĩ Kinh tế: Mô hình chuỗi thời gian phi tuyến (STAR) trong phân tích và dự báo các chỉ tiêu kinh tế vĩ mô ở Việt Nam

LỜI CAM ðOAN

Tác giả luận án

LLờờii ccảảmm ơơnn

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT

DANH MỤC CÁC HÌNH Hình 1.1. ðồ thị của hàm LSTR1 với c = 1 ..........................................................9

DANH MỤC CÁC BẢNG

PHẦN MỞ ðẦU

1. Sự cần thiết của ñề tài

2. Mục tiêu nghiên cứu của luận án

3. ðối tượng và phạm vi nghiên cứu của luận án

3.1. ðối tượng

3.2. Phạm vi nghiên cứu

4. Phương pháp nghiên cứu

5. Ý nghĩa khoa học của luận án

6. Bố cục của luận án

Chương 1

TỔNG QUAN VỀ MÔ HÌNH HỒI QUY CHUYỂN TIẾP

TRƠN TRONG PHÂN TÍCH KINH TẾ VĨ MÔ

1.1. Cơ sở lý thuyết mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn

1.1.1. Mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR)

1.1.2. Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn là hàm logistic tổng quát (LSTR)

1.1.3. Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn là hàm mũ (ESTR)

{ -

} ,

} ,

1.1.4. Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR)

1.1.5. Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn logistic (LSTAR)

1.1.6. Mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn mũ (ESTAR)

1.2. Quy trình mô hình hóa LSTR

1.2.1. Thiết lập mô hình

1.2.2. Ước lượng các tham số của mô hình LSTR

1.2.3. Kiểm ñịnh thu hẹp mô hình

1.2.4. ðánh giá chất lượng mô hình bằng các kiểm ñịnh

1.3. Tổng quan về nghiên cứu mô hình chuỗi thời gian chuyển tiếp trơn

trên thế giới

1.3.1. Tình hình nghiên cứu ở nước ngoài và trong nước về lạm phát

1.3.2. Tình hình nghiên cứu ở nước ngoài và trong nước về cầu tiền

1.3.3. Một số hướng nghiên cứu khác ở trong và ngoài nước có ứng dụng

mô hình chuỗi thời gian phi tuyến

1.4. Tóm tắt chương 1

Chương 2

PHÂN TÍCH DIỄN BIẾN LẠM PHÁT, VAI TRÒ CHÍNH SÁCH

TIỀN TỆ TRONG KIỂM SOÁT LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

2.1. Diễn biến lạm phát Việt Nam giai ñoạn từ 2000 ñến 2011

%

Năm

- Giai ñoạn thứ nhất, từ 2000-2006, ñây là giai ñoạn mà tỷ lệ lạm phát thấp

- Giai ñoạn thứ hai, từ năm 2007-2011, ñây là thời kỳ mà tỷ lệ lạm phát lạm

2.1.1. Diễn biến lạm phát trong giai ñoạn 2000-2006

Nguồn: Tổng Cục Thống Kê, ñơn vị %

2.1.2. Lạm phát trong giai ñoạn từ 2007-2011

2.2. Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong

giai ñoạn 2000-2011

2.3. Vai trò của chính sách tiền tệ trong kiểm soát lạm phát từ năm 2000

ñến 2011

2.3.1. Quy trình hoạt ñộng của của chính sách tiền tệ

Mục tiêu hoạt ñộng

Công cụ CSTT

Mục tiêu trung gian * Tốc ñộ tăng tổng phương tiện thanh toán *Tỉ giá * Lãi suất

Mục tiêu cuối cùng * Kiểm soát lạm phát * Ổn ñịnh giá trị ñồng tiền *Thúc ñẩy tăng trưởng kinh tế

Mục tiêu ñiều tiết

Mục tiêu trung gian

Hoạt ñộng ñiều tiết

2.3.2. Cơ chế lan truyền của CSTT ñến tăng trưởng kinh tế và lạm phát

Tiền gửi của TCTD tại NHTW

Mục tiêu cuối cùng

Mục tiêu cuối cùng

Cung tiền

Mục tiêu trung gian

Cầu trong nước (C+I+G)

Áp lực lạm phát trong nước

Các loại lãi suất trên thị trường

Tổng cầu (Mục tiêu tăng trưởng)

Mục tiêu lạm phát

Công cụ tỷ giá

Cầu nước ngoài ròng (NX)

Áp lực lạm phát nước ngoài (giá nhập khẩu )

2.3.3. Hoạt ñộng ñiều hành CSTT của NHNN trong kiểm soát lạm phát và

Mục tiêu trung gian * Tốc ñộ tăng tổng phương tiện thanh toán Tỉ giá Lãi suất