Phân tích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả

a ra tầm quan trong hơn về khía cạnh của cung tiền và khẳng định rằng giá tăng do tăng chi phí sản xuất. Mô hình đường cong Philip đã chỉ ra sự cân bằng giữa thất nghiệp và tiền lương, lạm phát, từ đó dẫn đến sự gia tăng của thất nghiệp. Lý thuyết cơ cấu của lạm phát cho rằng lạm pháp là do đặc tính cơ cấu thắt chặt hay do tồn tại những đặc tính của nền kinh tế của những nước đang phát triển, chẳng hạn như cung không co giãn của lương thực, khoảng cách của tỷ giá, cơ sở hạ tầng kém, sự thay đổi thất thường của cầu… Khi phân tích lạm phát ở các nước đang phát triển có hai quan điểm khác nhau về vấn đề này. Phái những nhà theo chủ nghĩa trọng tiền giải thích rằng lạm phát là một hiện tượng tiền tệ và tăng giá do tăng cung tiền. Do đó mô hình tiền tệ về lạm phát đã được nhấn mạnh nhiều trong lý thuyết định lượng tiền tệ cổ điển và những nhân tố lạm phát luôn được đưa vào các hàm về tiền tệ. Về phía những người theo trường phái cơ cấu lại cho rằng tăng giá là do tăng chi phí sản xuất mà nó bắt nguồn từ những yếu tố khách quan bên ngoài, việc tăng giá chỉ là nhất thời nên không cần phải có những chính sách cấp bách. Mục đích của báo cáo này là nghiên cứu tác động của sự gia tăng cung tiền tới sự gia tăng của giá cả. Đồng thời cũng nghiên cứu mối quan hệ nhân quả giữa lượng tiền cung ứng và giá cả. Chúng ta tập trung vào việc xây dựng mô hình về mối liên hệ giữa chỉ số giá và tiền gộp cho Việt Nam để ước lượng ảnh hưởng của cung tiền đến giá cả trong ngắn hạn và dài hạn. Các mô hình này được trình bày dưới hai giả thiết là nền kinh tế đóng và nền kinh tế mở. Từ đó tiến hành kiểm định nhân quả giữa hai nhân tố tiền tệ và giá cả. 2. Mối liên hệ giữa tiền tệ và giá cả Trong phương trình trao đổi của Irving Fisher, mối liên hệ giữa tiền tệ và giá cả được thể hiện bởi phương trình định lượng: MV=P*Q Trong đó: M là khối lượng tiền tệ giao dịch V là tốc độ lưu thông tiền tệ P là mức giá của rổ tiền tệ được chọn Q là mức thu nhập thực tế. Theo lý thuyết xác định mối quan hệ giữa tiền tệ và thu nhập ta thấy rằng thu nhập thực tế phụ thuộc vào mức cung tiền tệ. Ở đây chúng ta cho tốc độ lưu thông tiền tệ là không đổi trong ngắn hạn thì mỗi sự thay đổi của M sẽ kéo theo sự thay đổi tỷ lệ thuận của P. Trong dài hạn ảnh hưởng của mức cung tiền tới thu nhập thực tế và tốc độ lưu thông tiền tệ không còn. Khi đó thu nhập thực tế sẽ được giả định là hàm của các nhân tố thực khác, chẳng hạn như các nguồn tài nguyên, tiến bộ công nghệ, còn tốc độ V là hàm của một số nhân tố đặc trưng. Điều này có nghĩa là đã có một hàm cầu ổn định cho những nhân tố cân bằng tiền thực tế. Về mặt lý thuyết, trong phân tích dài hạn mức giá tăng khi mức cung giảm và mức cầu tăng. Tổng cung giảm có thể do những cú sốc bất lợi về công nghệ, cung lao động giảm hay giá các yếu tố sản xuất tăng. Nhưng tổng cung giảm không gây ra sự tăng giá liên tục trừ khi chúng được tiếp ứng bởi ngân hàng trung ương tăng lượng tiền liên tục. Tổng cầu tăng có thể do tăng tiêu dùng của Chính Phủ hay giảm thuế là có giới hạn nên không thể gây tăng giá liên tục. Vì vậy chỉ còn nhân tố cung tiền sẽ làm cho mức giá tăng. Dựa trên những chứng minh có tính lịch sử, nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã thừa nhận mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả trung dài hạn. Trường phái các nhà phi tiền tệ đều nhận thấy mối quan hệ giữa giá cả và tiền tệ nhưng lại cho rằng không nhất thiết một yếu tố sẽ là nguyên nhân của yếu tố kia. Thông qua lý thuyết lượng hoá, các nghiên cứu đó đều thừa nhận tiền sang giá và tiền tệ được xác định như là biến ngoại sinh. Trong khi đó, các trường phái khác lại nhìn nhận tiên tệ như là biến nội sinh và có thể xác định rõ trong trường hợp lạm phát. Từ lý thuyết và thực nghiệm đã có, trong phần này chúng ta sẽ phân tích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả, đồng thời cũng kiểm tra mối quan hệ nhân quả giữa các yếu tố này của nền kinh tế Việt Nam trong thời gian qua. 3. Tổng quan về các nghiên cứu thực nghiệm đã có Đã có một số lượng lớn các nghiên cứu về mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả trong các nước đang phát triển mà những kết quả nghiên cứu đó có thể giúp chúng ta xem xét mối quan hệ này ở Việt Nam. Các nghiên cứu thực nghiệm cho nền kinh tế Ấn Độ đã được xem xét, chẳng hạn theo khuân khổ lý thuyết định lượng có Gupta, lahiri, theo khuân khổ cấu trúc nghiên cứu ảnh hưởng của chính sách tiền tệ tới giá cả của Nêpan, các nghiên cứu của Fry, Pant và Sharma cho thấy mối quan hệ thiết yếu giữa tiền tệ và giá cả, trong khi đó các nghiên cứu của Willace và Mc Nown và Khatiwada lại cho thấy mối quan hệ mạnh giữa các yếu tố này. Hơn nữa các kết quả của Khatiwada còn cho thấy một yếu tố tác động mạnh đến giá cả của Nêpan, đó là giá cả của Ấn Độ. Khi nghiên cứu mối quan hệ giữa tiền tệ, mức giá và sản phẩm đầu ra của nền kinh tế Trung Quốc từ năm 1952 đến 2002, Chow đã đưa ra mối quan hệ giữa những nhân tố này để giải thích sự thành công của Trung Quốc trong việc tăng giá hoặc giảm giá trong từng giai đoạn của nền kinh tế. Trong quản lý vĩ mô của Việt Nam kiểm soát lạm phát là một trong những thành công được ghi nhận. Lạm phát đã giảm từ 700% năm 1986 xuống còn 35% năm 1989 và nằm trong mức kiểm soát được ở những năm sau. Kết quả có được này đã phản ánh tổng hợp nhiều yếu tố như tự do hoá nền kinh tế, áp dụng tỷ giá hối đoái thực tế hơn, người dân bắt đầu tích luỹ bằng đồng nội tệ mà không còn tích trữ hàng hóa, ngoại tệ và vàng bạc. Tỷ lệ lạm phát này đã giảm mạnh xuống chỉ còn một con số ở những năm cuối thập kỷ 90. Thế nhưng lạm phát lại bắt đầu tăng trở lại từ năm 2002 và trở lên mạnh vào đầu năm 2004. Nhìn về xu hướng tỉ lệ lạm phát giảm trong thời kỳ 1998 – 2001 là do tác động của cuộc khủng hoảng châu Á làm cho nền kinh tế trong khu vực nói chung và nền kinh tế Việt Nam nói riêng lâm vào suy thoái cùng với giảm phát. Để đối phó, giai đoạn này chính phủ vừa thực hiện chính sách kích cầu để ổn định nền kinh tế, vừa áp dụng chính sách tín dụng mềm dẻo làm cho lượng cung tín dụng tăng, kéo theo sự tăng giá. Từ năm 2001, nền kinh tế đã có những bước chuyển biến, tăng trưởng hàng năm đạt từ 6% đến trên 8%. Các số liệu tăng trưởng kinh tế và lạm phát tiền tệ từ năm 1996 đến 2005 của tổng cục thống kê cho thấy: lạm phát tiền tệ có những năm rất thấp như năm 2000 ở mức -0.6% (còn gọi là thiểu phát), thấp hơn rất nhiều so với mức tăng trưởng kinh tế 6.7%; nhưng cũng có những năm cao hơn tăng trưởng kinh tế như 1998 lạm phát 8.6%, tăng trưởng kinh tế cao 5.8%. Năm 2004 và 2005 lạm hpát có hướng gia tăng, đặc biệt 7 tháng đầu năm 2006, theo tổng cục thống kê, việc giá xăng dầu tăng đã đẩy CPI tăng 4.4%. Dự đoán rất có thể lạm phát sẽ ở mức 2 con số đến cuối năm 2006 và như vậy việc tăng giá đồng tiền trong nước gặp nhiều khó khăn trong tương lai và việc giữ CPI không cao hơn tốc độ tăng trưởng GDP cũng khó mà thực hiện. Để có thể kiểm soát lạm phát ở VN trong điều kiện hiện nay, cần có những giải pháp cụ thể và đồng bộ được thực hiện bởi chính phủ, hệ thống ngân hàng cũng như các doanh nghiệp và người dân. Đã có nhiều công trình nghiên cứu phân tích định tính và định lượng cho mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và giá cả của Việt Nam trong giai đoạn này. Kết quả nghiên cứu của mộ số nhà nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng đã chỉ ra rằng sự thay đổi của M1 cũng như M2 hàng năm có ảnh hưởng yếu đến sự thay đổi của CPI. Khi phân tích mối quan hệ giữa cung tiền và lạm phát, tác giả Phan Thị Hồng Hải cho rằng ảnh hưởng trễ của cung tiền dẫn đến lạm phát là điều không thể tránh khỏi khi nền kinh tế hoạt động kém hiệu quả. Tuy nhiên các kết quả thu được chưa phản ánh ảnh hưởng lâu dài của nhân tố tiền tệ đến thay đổi giá cả. Bởi vì xem xét tác động của các biến trễ mà độ dài trễ chỉ là 1 hoặc 2 thì ảnh hưởng quan sát được là không rõ ràng. Do vậy trong nghiên cứu ảnh hưởng của cung tiền tới giá cả, chúng ta xét tác động với độ trễ kéo dài cùng tác động của một số nhân tố khác chẳng hạn như chỉ số GDP, tỷ giá hối đoái. CHƯƠNG 1: PHƯƠNG PHÁP LUẬN NGHIÊN CỨU 1. Các biến số được chọn để ước lượng mô hình. Lạm phát được đo lường bởi tỷ lệ lạm phát, đó là sự gia tăng của mức giá tổng quát theo thời gian. Hai thước đo thông dụng để phản ánh mức giá tổng quát là chỉ số giá tiêu dùng CPI và chỉ số điều chỉnh DGDP (GDP lạm phát). Chỉ số tiêu dùng (CPI) là một tỷ số phản ánh giá của rổ hàng hoá trong nhiều năm khác nhau so với giá của cùng rổ hàng hóa đó trong năm gốc được chọn lựa để tính toán. Như vậy chỉ số này phụ thuộc vào năm gốc được chọn và sự lựa chọn rổ hàng hoá tiêu dùng. Nhược điểm chính của chỉ số này là mức độ bao phủ cũng như sử dụng trọng số cố định trong tính toán. Mức độ bao phủ của chỉ số này chỉ giới hạn đối với một số hàng hoá tiêu dùng và trọng số cố định dựa vào phần chi tiêu đối với một số mặt hàng cơ bản của người dân thành thị mua vào ở năm gốc. Những nhược điểm mà chỉ số này gặp phải khi phản ánh giá cả sinh hoạt là: 1/ Không phản ánh sự biến động của giá hàng hoá tư bản; 2/ Không phản ánh sự biến đổi trong cơ cấu hàng hoá tiêu dùng cũng như sự thay đổi trong phân bố chi tiêu của người tiêu dùng cho những hàng hoá khác nhau theo thời gian. CPI cũng chịu ảnh hưởng của yếu tố thời vụ, chẳng hạn: giá gạo thường tăng vào tết âm lịch hay vào thời kỳ giáp hạt; giá hoa quả thường cao ở thời điểm thu hoạch đầu vụ hoặc cuối vụ... Các yếu tố mang tính thời vụ trên thường làm CPI gia tăng. (Ngoài ra, CPI còn chịu những tác động của yếu tố bất thường của thời tiết như hạn hán, lũ lụt, mưa nắng; những hàng hoá nhạy cảm, dễ biến động giá như hàng tiêu dùng tươi sống, nhiên liệu....Chẳng hạn: gần đến Tết năm nay, tiết trời nắng ấm người tiêu dùng có xu hướng dùng bia nhiều hơn làm giá bia nhích lên; tắc nghẽn giao thông ở quốc lộ 1 làm giá hoa quả ở các vùng Nam bộ bán tại các tỉnh miền Bắc tăng lên. Những yếu tố bất thường đó làm mất cân đối cung- cầu nhất thời hay những sốc tạm thời về phía cung). Chỉ số GDP lạm phát là chỉ số có mức độ bao phủ rộng nhất. Chỉ số này được hiểu là tỷ số giữa chỉ số GDP tính theo giá hiện hành so với chỉ số GDP tính theo giá so sánh. Nó bao gồm tất cả các hàng hoá và dịch vụ được sản xuất trong nền kinh tế và trọng số được điều chỉnh tuỳ thuộc vào mức độ đóng góp tương ứng của các loại hàng hoá và dịch vụ vào giá trị gia tăng. Nhưng chỉ số này không phản ánh trực tiếp sự biến động của giá hàng nhập khẩu cũng như biến động của tỷ giá hối đoái. Bởi lẽ chỉ số này không phản ánh được sự thay đổi của chất lượng hàng hoá khi tính toán tỷ lệ lạm phát và nó cũng không phản ánh được sự biến động của giá cả trong từng tháng. Về mặt khái niệm đây chỉ là chỉ số đại diện tốt hơn cho việc tính toán tỷ lệ lạm phát trong nền kinh tế. Ngoài ra còn có một chỉ số giá mà không bị tác động bởi những cú sốc tạm thời và được dùng làm cơ sở cho hoạch định và đánh giá hoạt động của chính sách tiền tệ. Đó là chỉ số lạm phát cơ bản. Tuy nhiên với Việt Nam, trong những năm qua đã sử dụng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) để xác định lạm phát và sử dụng nó cho mục đích điều hành chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung Ương cũng như của Chính phủ. Bởi vậy trong phần nghiên cứu này chúng ta lựa chọn chỉ số giá tiêu dùng CPI là đại diện cho mức gia cả trong các mô hình xem xét. Vấn đề thứ hai là sự lựa chọn số liệu tiền cung ứng để đại diện cho lượng tiền tệ trong mô hình: Khối lượng tiền cung ứng hẹp M1, rộng M2. Trong phần nghiên cứu mối quan hệ giữa tiền tệ và thu nhập cho thấy, giữa M1 và thu nhập có quan hệ mạnh hơn mối quan hệ M2 và thu nhập, nên chủ yếu chúng ta sẽ xét mối quan hệ giữa m1và giá cả. Do đó chúng ta sử dụng bộ phận M1 là đại diện cho tiền tệ trong các phương trình hồi quy được xét. Tuy nhiên chúng ta vẫn lần lượt xem xét tác động của từng bộ phận đến giá cả trong ngắn hạn và dài hạn. 2. Số liệu cho hồi quy Các số liệu phản ánh diễn biến của M1, M2, GDP, chỉ số CPI được lấy theo quý, là số liệu báo cáo ở ngày cuối cùng của mỗi quý trong giai đoạn từ quý I năm 1997 đến quý II năm 2004 với năm cơ sở là năm 1995. Như phần trên đã trình bày, sở dĩ khảo sát của chúng ta được thực hiện trong giai đoạn này vì đây là giai đoạn các biến số kinh tế mang tính chất thị trường cao hơn giai đoạn trước. Các số liệu này được tập hợp từ các nguồn thông tin công khai từ: Báo cáo thường niên của Ngân hàng Nhà nước Việt nam Báo cáo của IMF Niên giám của Tổng cục Thống kê 3. Phương trình ước lượng Chúng ta trở lại phương trình định lượng của Irving Fisher: MV = PQ. P=MV/Q. Nếu giả định rằng vận tốc lưu thông tiền tệ V và thu nhập thực là ổn định, khi đó mức giá P sẽ trở thành một hàm của lượng tiền cung ứng M. Nói cách khác nếu cho một trạng thái của vận tốc lưu thông tiền tệ, mức giá cả được xác định bởi lượng cung tiền danh nghĩa cho một đơn vị của thu nhập. Từ tính ổn định trong tỷ lệ thay thế cận biên tiền thực và hàng hoá kéo theo mối liên kết cổ điển giữa những sự thay đổi trong mức giá và sự thay đổi trong lượng cung tiền đối với một đơn vị sản phẩm, điều đó có nghĩa là xã hội mong muốn nắm giữ một phần thu nhập thực dưới dạng tiền mặt. Lý thuyết định lượng cũng có thể được đưa ra dưới dạng các số gia tăng trưởng là: GLNM + GLNV =GLNP + GLNQ Thực hiện dưới dạng hàm số chúng ta có thể viết lại đẳng thức như sau: GLNP = f(GLNM) + g(GLNV, GLNQ) + U Trong đó U là sai số ngẫu nhiên. Nếu chúng ta giả định rằng hàm g(GLNV, GLNQ) có thể xấp xỉ bởi một hệ số không đổi a0 thì hàm số có dạng: GLNP = f(GLNM) + a0 Dưới dạng mô hình hồi quy sẽ là: GLNPt = a0 +a1GLNMt + U (1) Dạng (1) được đưa ra thực chất là một mô hình dạng gần rút gọn (quasi- reduced form). Trong đó chúng ta đã giả định rằng sự thực mối quan hệ giữa vận tốc lưu thông tiền tệ và sản phẩm đầu ra là ổn định hơn mối quan hệ giữa những thay đổi trong tiền tệ với những thay đổi trong mức giá. Khi đó số hạng a0 cần phải nhỏ. Vì a0 đại diện cho sự ảnh hưởng của thu nhập thực và tốc độ lưu thông: a0<0 nếu ảnh hưởng của sự tăng trưởng thu nhập thực mạnh hơn sự tăng trưởng của tốc độ lưu thông. Các giả thuyết của lý thuyết định lượng chặt đã chỉ ra rằng trong dài hạn thì a0 = 0, a11. Nếu a0 >0 hoặc <0 thì điều này chỉ ra rằng những sự thay đổi trong giá có thể tìm thấy trong việc tính toán sự thay đổi trong thu nhập thực và tốc độ lưu thông tiền tệ . 4. Phân tích trong ngắn hạn Ước lượng (1) với sự việc thay thế lần lượt các biến giải thích trong mô hình cho chúng ta mối quan hệ giữa tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp với tỷ lệ tăng trưởng của của chỉ số giá cả là lớn hơn so với mối quan hệ giữa các chỉ số khác. Kết quả hồi quy từ Eviews: (Bảng 18) Bảng 1 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả) Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:28 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM1 -0.0783951 -2.0707650 -1.5707358 0.01338 C 0.0098023 3.2651082 1.2654598 0.00608 R-squared 0.136915 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.025260 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008159 Akaike info criterion -6.717026 Sum squared resid 0.001931 Schwarz criterion -6.624510 Log likelihood 106.1139 F-statistic 4.27088 Durbin-Watson stat 1.518768 Prob(F-statistic) 0.01338 Từ bảng ta thấy hệ số chặn và hệ số của cung tiền hẹp có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Tuy nhiên sự thay đổi của chỉ số tiêu dùng chỉ có 13.7% là do cung tiền hẹp gây ra. Bảng 2 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng với tỷ lệ tăng trưởng của của chỉ số giá cả) Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:29 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM2 -0.079568 1.2829137 1.7335556 0.85061 C 0.011323 2.4366641 1.4895465 0.01677 R-squared 0.058152 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.033291 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008191 Akaike info criterion -6.709223 Sum squared resid 0.001946 Schwarz criterion -6.616708 Log likelihood 105.9930 F-statistic 1.652345 Durbin-Watson stat 1.497775 Prob(F-statistic) 0.856138 Từ bảng thấy rằng hệ số chặn có ý nghĩa ở mức 5%, tuy nhiên hệ số của cung tiền mở rộng lại không có ý nhĩa thống kê. Đồng nghĩa với việc trong ngắn hạn cung tiền mở rộng không ảnh hưởng tới sự gia tăng chỉ số giá tiêu dùng. Bảng 3 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả) Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:30 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM1 -0.058126 1.638850 1.55456 0.0807 GLNQ -0.021861 -1.902569 -1.279779 0.0639 C 0.009523 2.499813 1.646846 0.0186 R-squared 0.234646 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.010736 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008101 Akaike info criterion -6.701868 Sum squared resid 0.001838 Schwarz criterion -6.563095 Log likelihood 106.8790 F-statistic 3.980675 Durbin-Watson stat 1.468787 Prob(F-statistic) 0.042023 Bảng kết quả cho thấy tất cả các hệ số trong phương trình hồi quy đều có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. R=23.46% rất nhỏ, thể hiện 23.46% sự thay đổi của giá cả là do thu nhập thực và cung tiền hẹp gây ra. Bảng 4 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả) Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/26/07 Time: 09:31 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNQ -0.024391 2.144888 1.34876 0.0419 GLNM2 -0.064970 -1.185665 -1.99773 0.3940 C 0.011484 2.508726 1.37867 0.0465 R-squared 0.195828 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared -0.022335 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008147 Akaike info criterion -6.690457 Sum squared resid 0.001859 Schwarz criterion -6.551684 Log likelihood 106.7021 F-statistic 3.152296 Durbin-Watson stat 1.262327 Prob(F-statistic) 0.051857 Hệ số của cung tiền mở rộng không có ý nghĩa thống kê, mặc dù đã đưa thêm biến thu nhập thực vào mô hình hồi quy. Điều này khẳng định thêm rằng cung tiền mở rộng không ảnh hưởng tới giá cả. Bảng 5 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp với tỷ lệ tăng trưởng của GDP điều chỉnh ) Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:31 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM1 -0.038357 -0.209648 -2.234848 0.8354 C 0.016183 1.130515 4.134515 8.0634 R-squared 0.001513 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared -0.032917 S.D. dependent var 0.001219 S.E. of regression 0.001239 Akaike info criterion -10.48719 Sum squared resid 4.45E-05 Schwarz criterion -10.39467 Log likelihood 164.5514 F-statistic 0.043952 Durbin-Watson stat 2.743924 Prob(F-statistic) 0.835408 Kết quả hồi quy cho thấy, các hệ số trong mô hình đều không có ý nghĩa thống kê dẫn đến cung tiền hẹp không ảnh hưởng tới GDP lạm phát. Bảng 6 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng với tỷ lệ tăng trưởng của GDP điều chỉnh ) Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:32 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM2 0.033574 0.125694 1.8727 0.1643 C 0.011816 0.572343 1.73787 0.1913 R-squared 0.005606 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared 0.033386 S.D. dependent var 0.001219 S.E. of regression 0.001198 Akaike info criterion -10.55353 Sum squared resid 4.16E-05 Schwarz criterion -10.46101 Log likelihood 165.5797 F-statistic 0.016165 Durbin-Watson stat 2.766558 Prob(F-statistic) 0.164275 Tương tự kết quả hồi quy bảng 6 ta thấy các hệ số của phương trình hồi quy đều không có ý nghĩa thống kê, cung tiền mở rộng không ảnh hưởng tới GDP lạm phát. Bảng 7 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh) Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:33 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNQ -0.441783 0.016303 1.61526 0.0422 GLNM1 0.060874 0.012798 2.424722 0.4027 C 0.014285 1.267179 2.267179 1.7517 R-squared 0.241361 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared -0.005684 S.D. dependent var 0.001219 S.E. of regression 0.001222 Akaike info criterion -10.48448 Sum squared resid 4.18E-05 Schwarz criterion -10.34571 Log likelihood 165.5094 F-statistic 4.145223 Durbin-Watson stat 2.73310 Prob(F-statistic) 0.012078 Kết quả hồi quy cho thấy chỉ có hệ số của thu nhập thực có ý nghĩa thống kê mức 5%. Tuy nhiên sự thay đổi của GDP lạm phát cũng chỉ do 24% là do thu nhập thực gây ra. Bảng 8 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng, thu nhập thực tế với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh) Dependent Variable: GLNDGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 09:33 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLNM2 0.093785 0.446937 0.546946 0.0350 GLNQ -0.141280 -2.870995 -2.870475 0.8282 C 0.011385 0.597272 1.797252 1.1630 R-squared 0.243203 Mean dependent var 0.006217 Adjusted R-squared 0.000576 S.D. dependent var 0.001219 S.E. of regression 0.001218 Akaike info criterion -10.49072 Sum squared resid 4.16E-05 Schwarz criterion -10.35195 Log likelihood 165.6062 F-statistic 4.138635 Durbin-Watson stat 2.744018 Prob(F-statistic) 0.037758 Với mô hình bảng 7 ta thay cung tiền hẹp bằng cung tiền mở rộng cho kết quả là GDP lạm phát chỉ chụi ảnh hưởng của 24% của cung tiền mở rộng với mức ý nghĩa 5%. Mà không chịu ảnh hưởng của thu nhập thực. Từ các kết quả hồi quy trên, tóm tắt ta có bảng sau: Bảng A: Các kết quả hồi quy (1997:M3 - 2004:M2) Biến độc lập T Biến phụ thuộc Hệ số chặn R F D-W 1 0.0098 -0.0784 - - 0.1369 4.2708* 1.5187 Se (3.265)* (-2.071)* 2 0.0113 - -0.0795 - 0.0581 1.6523 1.4977 (2.4366)* 1.2829 3 0.0095 -0.0581 - -0.0218 0.2346 (3.9806)* 1.4687 (2.4998) (-.6388)** -(1.9025)** 4 0.0115 - -0.0649 -0.0244 0.1958 (3.152)** 1.2623 (2.5087) -1.1856 (2.1448)* 5 0.0162 -0.0383 - - 0.0015 0.0439 2.7439 1.1305 -0.2096 6 0.0125 - 0.0335 - 0.0056 0.0161 2.7665 0.5723 0.1184 7 0.0142 0.0608 - -0.4417 0.2413 (4.1452)* 2.8615 1.2672 0.4247 (2.7331)* 8 0.0113 - 0.9446 -0.1412 -0.2412 (4.1386)* 2.7440 0.5972 0.4469 (-2.8709)* Dấu (*) chỉ hệ số có ý nghĩa ở mức 5%, dấu (**) chỉ hệ số có ý nghĩa ở mức 10%. Hệ số của tăng trưởng cung tiền hẹp trong phương trình thứ nhất có giá trị âm nhưng rất nhỏ. Điều này chỉ ra rằng mức giá sx giảm 0,7% nếu mức cung tiền hẹp tăng 10%. Hệ số xác định bội của các phương trình thu được là quá nhỏ. Hệ số chặn thu được trong các phương trình đều dương, rất nhỏ nhưng có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 5% cho thấy tốc độ lưu thông tiền tệ trong ngắn hạn có tác động đến mức tăng của giá cả. Từ phương trình thứ hai và thứ tư, hệ số của mức tăng trưởng của mức cung tiền mở rộng M2 đều âm, không có nghĩa thống kê và cũng không khác biệt nhiều so với giá trị 0. Điều này cho thấy rằng sự biến động của khối lượng tiền cung ứng mở rộng không ảnh hưởng tới sự biến động của giá cả. Khi thực hiện hồi quy mà trong đó biến giải thích lần lượt là M1 hoặc M2, biến giá cả, các hệ số của chúng đều âm, hoàn toàn khác xa về mặt lý thuyết mà như chúng ta mong đợi là giá trị này phải dương. Giá trị của hệ số xác định R2 trong các phương trình hồi quy còn quá nhỏ cho thấy các phương trình được chỉ định là chưa hợp lý, đòi hỏi ta cần điều chỉnh. Phương trình ước lượng tốt nhất thu được là: = 0.009523 - 0.058126* - 0.021861* + (2.4.1) Se (2.499813)* (1.638850)** (1.902569)** R=0.234646 F=(3.980675)* D-W=1.468787 Việc đưa thêm biến thu nhập thực vào trong phương trình đã cải thiện thêm hiệu quả giải thích của mô hình. Hệ số của thu nhập thực âm là phù hợp với lý thuyết và nó được chỉ định và có ý nghĩa với mức 10%. Tuy nhiên cũng với mức ý nghĩa này, hệ số của M1 nhận giá trị âm đã cho thấy nó chưa được phù hợp với lý thuyết. Dấu của hệ số chặn đều dương và khác 0 với mức ý nghĩa 5%. Điều này cho ta kết luận là của tốc độ lưu thông tiền tệ có tác động đến sự thay đổi của mức giá ở Việt Nam. Kết quả hồi trong đó biến GDP lạm phát như là một biến phụ thuộc là được cải thiện thêm (Phương trình 7,8 Bảng A). Khi đưa thêm biến thu nhập thực vào trong vế phải của mỗi phương trình, kết quả hồi quy cho thấy ảnh hưởng rõ ràng của biến này đối với sự biến động của giá cả. Hệ số của thu nhập thực là âm và có ý nghĩa thống kê mức 5%. Cho dù chưa có ý nghĩa thống kê, nhưng dấu của các hệ số của M1 và M2 đều dương là phù hợp với lý thuyết. Hệ số xác định bội đã tăng lên khi chúng ta đưa thêm biến mới vào chỉ ra rằng, ảnh hưởng tới sự biến động của giá không chỉ có do sự biến động của lượng tiền cung ứng và thu nhập thực, mà còn những nhân tố khác cần đưa thêm vào trong mô hình. Khi chỉ định mà mô hình trong đó tỷ lệ lạm phát như là hàm của sự thay đổi lượng tiền cung ứng cho mỗi đơn vị thu nhập cũng cho ta kết qua tương tự. Kết quả hồi quy mà trong đó M1 được đại diện cho tiền cung ứng thu được như sau. Kết quả từ Eviews: Bảng 9 Dependent Variable: GLNP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 10:45 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLN_M1_Q_01 0.018022 2.226665 3.412803 0.1200 C 0.005101 1.475495 1.433678 0.0019 R-squared 0.236866 Mean dependent var 0.004697 Adjusted R-squared 0.003655 S.D. dependent var 0.008058 S.E. of regression 0.008043 Akaike info criterion -6.745633 Sum squared resid 0.001876 Schwarz criterion -6.653118 Log likelihood 106.5573 F-statistic 2.71005 Durbin-Watson stat 1.152157 Prob(F-statistic) 0.010045 Phương trình: =0.005101+0.018022*+ (2.4.2) Se (2.226665)* (1.47495)*** R=0.236866 F=2.71005 D- W=1.152157 Hệ số góc của phương trình hồi quy có ý nghĩa thống kê với 5%, hệ số của Ln(M1/Q) có ý nghĩa thống kê ở mức 15%. 23% sự thay đổi của lạm phát là do tiền cung ứng cho một đơn vị thu nhập gây ra. Bảng 10 Dependent Variable: GLNGDP Method: Least Squares Date: 04/24/07 Time: 11:00 Sample: 1997:1 2004:3 Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. GLN_M1_Q_01 0.141482 0.960525 0.916879 0.0366 C 0.013815 2.850117 32.35572 2.6101 R-squared 0.231777 Mean dependent var 0.003844 Adjusted R-squared -0.005339 S.D. dependent var 0.000633 S.E. of regression 0.000635 Akaike info criterion -11.82459 Sum squared resid 1.17E-05 Schwarz criterion -11.73207 Log likelihood 185.2811 F-statistic 8.110666 Durbin-Watson stat 2.74471 Prob(F-statistic) 0.046768 Phương trình: =0.013815+0.141482*+ (2.4.3) Se 0.960525 (2.850117)* R=0.231777 F=(8.110666)* D-W=2.74471 Hệ số của lượng tiền cung ứng cho mỗi đơn vị thu nhập thực trong cả hai phương trình đều dương và có ý nghĩa ở mức 15% và 5%. Ước lượng cho P phụ thuộc vào tỷ lệ giữa M2 và thu nhập: (2.08)* (1.9)* R=0.115 F=(3.25)* D-W=1.14 (2.92)* R =0.24 F=(8.54)* D-W=2.75 Hơn nữa các kết quả thu được khi thực hiện hồi quy mà trong đó đại diện cho cung tiền là lượng tiền cung ứng M2 cũng được xem xét và cho các kết quả như phần trên đã cho thấy rằng ảnh hưởng của cung tiền tới thu nhập lạm phát là lớn hơn mức tác động đến giá cả. Các suy luận được đưa ra ở trên chỉ ra rằng tác động của tiền hẹp cung ứng tới sự thay đổi của giá cả là lớn hơn tác động của khối lượng tiền mở rộng. Tuy vậy khi xem xét mối quan hệ của cả hai khối lượng tiền này đến sự thay đổi của lạm phát và GDP lạm phát thì thấy rằng ảnh hưởng của chúng đến GDP lạm phát là lớn hơn rất nhiều. Việc đưa biến thêm thu nhập thực vào trong mô hình đều làm tăng thêm giá trị của hệ số xác định R2 khẳng định ảnh hưởng của nó trong sự biến động của giá cả. Với giá trị của hệ số xác định bội R2 các phương trình hồi quy còn là thấp, còn nhiều khuyết tật chưa khắc phục được cho thấy rằng trong ngắn hạn, ảnh hưởng của khối lượng tiền cung ứng chưa có những tác động lớn đến sự biến động của giá cả vì chúng ta biết rằng khối lượng tiền cung ứng ra trong thời kỳ vừa qua của Việt nam là được kiểm soát, cho nên với giả định V được xem là ít biến động, mức giá là hoàn toàn có thể kiểm soát được. Vì vậy từ các kết luận nhận được, chúng ta có thể cho rằng trong phân tích ngắn hạn, tác động của mức cung tiền tới sự gia tăng của giá cả là không lớn. Điều này là phù hợp với những kết quả về mặt định tính mà tác giả Trương Quang Hùng và Vũ Hoài Bão đã đưa ra. 5. Phân tích trong dài hạn. Phân tích kết quả trên cho thấy rằng với số liệu chúng ta lấy theo quý, do đó tác động của tiền cung ứng tới sự thay đổi của giá cả trong ngắn hạn là không rõ ràng. Hơn nữa các hệ số của biến tiền cung ứng âm là chưa phù hợp với lý thuyết đã nêu. Do đó trong phần này chúng ta sẽ xem xét tác động của sự thay đổi giá cả trong dài hạn của Việt nam. Bởi lẽ trong thực tế, mối quan hệ giữa sự thay đổi trong lượng tiền và sự thay đổi trong mức giá có độ trễ thời gian. Theo đó, tác động của sự thay đổi trong lượng tiền sẽ chuyển toàn bộ vào sự gia tăng của mức giá tổng quát và các biến số sẽ trở về đúng với xu hướng của nó trong dài hạn và nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng độ trễ thời gian khoảng 12 tháng đến 14 tháng. Vì vậy ở phần này sẽ có hai cách tiếp cận để xem xét ảnh hưởng của cung tiền: phương pháp trung bình trượt và mô hình trễ có phân phối. Việc áp dụng phương pháp trung bình trượt nhằm loại bỏ yếu tố chu kỳ, mùa vụ cũng như những yêú tố bất thường khác trong biến cung tiền và giá cả để từ đó thiết lập mối quan hệ xác thực giữa chúng. Để phù hợp lý luận ở trên, chúng ta sử dụng trung bình trượt theo 5 quý, 7 quý và 9 quý cho sự tăng trưởng._.