(4) Một số kinh nghiệm về lạm phát và chống lạm phát tại VN

Bài giảng về Lạm phát của tôi
(bản để giảng tại Lào và Campuchia):

MỘT SỐ KINH NGHIỆM VỀ LẠM PHÁT VÀ CHỐNG LẠM PHÁT TẠI NƯỚC CỘNG HÒA XHCN VIỆT NAM

PHẦN THỨ BA:

QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ MỘT SỐ CHỈ TIÊU VĨ MÔ TRONG NỀN KINH TẾ VIỆT NAM

Những thành tựu kinh tế vĩ mô nổi bật của Việt Nam trong thời kỳ đổi mới kinh tế từ năm 1989 đến nay gắn liền với tiến triển của khu vực tài chính, tiền tệ và các chính sách áp dụng trong khu vực này. Khu vực này xác định nhiều chỉ tiêu quan trọng của nền kinh tế như tài chính, tiền tệ, lãi suất, lạm phát và tỷ giá...; những chỉ tiêu này sẽ ảnh hưởng tới tỷ suất lợi nhuận đầu tư nói riêng và khả năng cạnh tranh của toàn nền kinh tế nói chung, từ đó tác động tới đầu tư và tăng trưởng sản xuất. 

Nhìn chung, sau một giai đoạn phát triển đầy biến động nửa cuối thập kỷ 80 và những năm đầu của thập kỷ 90, từ năm 1993, hoạt động tài chính, tiền tệ đã đi dần vào thế ổn định và ngày càng phù hợp với mục tiêu ổn định kinh tế, tạo thuận lợi rất cơ bản cho quá trình tăng trưởng. 

Trong mục này, chúng ta sẽ xem xét tiến triển của một số chỉ tiêu thuộc khu vực tài chính, tiền tệ và quan hệ giữa chúng với lạm phát trong hơn một thập niên qua.
1) Quan hệ giữa tiền tệ và lạm phát
Tất cả các lý thuyết kinh tế, trong khi nhấn mạnh nguyên nhân trực tiếp hay sâu xa của hiện tượng lạm phát thuộc nhân tố này hay nhân tố khác, đều thống nhất thừa nhận cung tiền tệ có ảnh hưởng rất lớn tới lạm phát, dù rằng ảnh hưởng đó có thể diễn ngay hoặc phải qua một khoảng thời gian trễ. Quan hệ giữa tăng trưởng cung tiền tệ (theo nghĩa rộng) và lạm phát là một trong những quan hệ trung tâm của kinh tế vĩ mô và phản ảnh một trong những cơ chế tác động chính của chính sách tiền tệ.

             Đồ thị 1: Quan hệ giữa cung tiền tệ và lạm phát (%/năm)

          Nguồn số liệu: Quỹ Tiền tệ Quốc tế và Tổng cục Thống kê

Quan hệ giữa tăng trưởng tiền tệ và lạm phát được thể hiện khá rõ trong nền kinh tế nước ta thời kỳ cải cách; nhất là vào nửa cuối thập kỷ 80, khi những tỷ lệ lạm phát rất cao đi liền với những tỷ lệ tăng trưởng tiền tệ rất cao. Đồ thị dưới đây được xây dựng căn cứ vào số liệu của Quỹ Tiền tệ Quốc tế (về tăng trưởng cung tiền tệ)[1] và Tổng cục Thống kê (về lạm phát) cho thấy từ năm 1990 đến năm 1998[2], lạm phát tiến triển gần như song song với tăng trưởng tiền tệ. Riêng đối với hai năm 1999-2000, mặc dù tỷ lệ tăng trưởng cung tiền tệ tăng nhẹ so với những năm 1993-1998, nhưng tỷ lệ lạm phát lại giảm mạnh; có thể lý giải hiện tượng trái với xu thế này như sau: do tốc độ tăng trưởng tổng cầu giảm mạnh làm cho tổng cung lớn hơn tổng cầu, kéo theo tỷ lệ tăng trưởng kinh tế giảm mạnh. Đến lượt mình, việc tỷ lệ tăng trưởng kinh tế giảm lại thêm tác động của lãi suất thực cao đã gây ra hậu quả làm giảm tỷ lệ tăng trưởng cầu tín dụng trong khi làm tăng tỷ lệ tiết kiệm tiền tệ; tức là làm tỷ trọng tiền đưa ra lưu thông trong tổng cung tiền tệ giảm mạnh (mặc dù tổng phương tiện thanh toán tăng nhanh). Từ đây phát sinh quan hệ nhân quả thứ ba là tỷ lệ tăng trưởng tiền đưa vào lưu thông thấp trong khi cung vượt cầu trên thị trường hàng hoá và dịch vụ tiêu dùng thì giá của chúng phải giảm.

Phân tích quan hệ nhân quả theo phương pháp Granger cho thấy quan hệ hai chiều, đi từ tăng trưởng tiền tệ đến lạm phát hoặc từ lạm phát tới tăng trưởng tiền tệ đều rất mạnh trong đó đặc biệt là chiều đi từ tăng trưởng tiền tệ đến lạm phát[3]. Như vậy, tăng trưởng tiền tệ có tác động mạnh tới giá cả và tỷ lệ lạm phát. Ước lượng kinh tế lượng với chuỗi thời gian 1990-2000 cho thấy trung bình, khi tỷ lệ tăng trưởng cung tiền tệ giảm 1% (ví dụ từ 30% xuống 29%) thì tỷ lệ lạm phát cũng giảm 0,64%. Trên thực tế, việc tỷ lệ tăng trưởng tổng cung tiền tệ đã giảm mạnh từ 78,7% năm 1991 xuống còn 25,6% năm 1998, tức là giảm 53,1%, đã góp phần làm cho tỷ lệ lạm phát giảm tương ứng từ 67,6% xuống 9,2%, tức là giảm tới 58,4%. Tỷ lệ lạm phát giảm nhanh hơn tỷ lệ giảm tốc độ tăng trưởng tổng cung tiền tệ còn do những nguyên nhân khác ngoài nguyên nhân giảm tỷ lệ tăng trưởng tổng cung tiền tệ [4].

2) Quan hệ giữa tăng trưởng tiền tệ và tăng trưởng kinh tế:

Tăng trưởng tiền tệ là chỉ tiêu chính để xác định tiến triển của chính sách tiền tệ trong khi chính sách tiền tệ có vai trò rất quan trọng đối với sự phát triển kinh tế mỗi quốc gia vì nó tác động mạnh mẽ tới huy động và cho vay vốn của các ngân hàng thương mại. Ở nước ta, vai trò của chính sách tiền tệ còn quan trọng hơn, vì thị trường vốn trực tiếp (thị trường chứng khoán) còn quá nhỏ bé; phần lớn nguồn vốn nội lực được huy động và đưa vào đầu tư đều thông qua hệ thống ngân hàng. Tuy nhiên, trong thập kỷ vừa qua, do quá chú trọng đến thắt chặt tiền tệ nhằm chống lạm phát nên chính sách tiền tệ đã không phát huy được đầy đủ tác dụng tới động viên đầu tư và tăng trưởng kinh tế; thậm chí trong một số giai đoạn, do chính sách lãi suất thực cao, huy động tiền vào ngân hàng ngày một tăng trong khi tốc độ cho vay chậm, làm cho tăng trưởng tiền tệ chậm dần dẫn tới tỷ lệ tăng trưởng kinh tế thấp và tình trạng thiểu phát trở nên nặng nề.

          Lý thuyết và kinh nghiệm quốc tế chỉ ra rằng tăng trưởng tiền tệ luôn luôn có quan hệ chặt chẽ với tăng trưởng kinh tế. Ở nước ta trong những năm đổi mới, quan hệ này được thể hiện tương đối rõ. Đồ thị dưới đây cho thấy, trong các năm 1990-1996, tỷ lệ tăng trưởng tổng phương tiện thanh toán và tỷ lệ tăng trưởng GDP danh nghĩa tiến triển xấp xỉ ngang nhau; tức là toàn bộ cung tiền tệ đã được chuyển thẳng vào tăng giá GDP theo đúng quan điểm của thuyết trọng tiền. Hơn nữa, trong những năm 1991-1995, tốc độ tăng trưởng tổng phương tiện thanh toán còn thấp hơn tốc độ tăng trưởng GDP danh nghĩa. Điều này dường như trái với lập luận của các nhà kinh tế hiện đại cho rằng trong những nền kinh tế tự cung tự cấp hoặc đang chuyển đổi như nước ta, nhu cầu tiền tệ hoá sẽ rất cao nên tỷ lệ tăng trưởng tổng phương tiện thanh toán thường phải cao hơn tỷ lệ tăng trưởng GDP danh nghĩa; nếu không, nền kinh tế sẽ rơi vào trường hợp thiếu tiền phục vụ lưu thông và phát triển kinh tế hàng hoá, và đến một lúc nào đó, do sức ép của cuộc sống, tỷ lệ tăng trưởng tổng phương tiện thanh toán sẽ phải cao hơn tỷ lệ tăng trưởng GDP danh nghĩa dù đây không phải là mong muốn của những người điều hành chính sách tiền tệ.

          Đồ thị 10: Quan hệ giữa tăng trưởng tổng phương tiện thanh toán M2

                              và tăng trưởng GDP tính theo giá hiện hành (%/năm)

          Thực tế nền kinh tế nước ta cho thấy từ năm 1992 kéo dài đến tận gần đây, nhất là trong những năm 1992-1995, hiện tượng khan hiếm tiền lưu thông đã trở nên phổ biến, buộc Ngân hàng trung ương phải phát hành các loại ngân phiếu được sử dụng thay tiền nhưng không phải là tiền vì chỉ có giá trị sử dụng trong vòng 3 tháng và chịu một số biện pháp quản lý khác. Bên cạnh đó, do thiếu tiền Việt để lưu thông, người dân và các doanh nghiệp đã sử dụng ngay vàng và ngoại tệ, đặc biệt là đồng đô la Mỹ, làm phương tiện thay thế, kéo theo hiện tượng đô la hoá mạnh mẽ nền kinh tế trong những năm thiếu tiền mặt.

          Kiểm tra quan hệ nhân quả theo phương pháp Granger - Sim cho thấy tồn tại các mối quan hệ nhân quả hai chiều rất mạnh đi từ tăng trưởng tổng sản phẩm trong nước (GDP) đến tăng trưởng tiền tệ và ngược lại[5]. Như vậy, tăng trưởng kinh tế đã gây sức ép phải tăng trưởng tiền tệ, trong khi tăng trưởng tiền tệ đến lượt mình lại tạo điều kiện để kinh tế phát triển. Quan hệ thứ hai này cho thấy vai trò quan trọng của cung cấp tiền tệ và chính sách tiền tệ tới tăng trưởng kinh tế. Do vậy, việc giảm liên tục tỷ lệ tăng trưởng cung tiền tệ sau đỉnh cao năm 1994-1995 đã và đang là một trong những nguyên nhân chính của giảm tỷ lệ tăng trưởng GDP và giảm tỷ lệ lạm phát.

          3) Quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế (GDP) và lạm phát

          Quan hệ giữa tăng trưởng kinh tế và lạm phát cũng là một trong những quan hệ trung tâm của quản lý kinh tế vĩ mô, nhất là trong các nền kinh tế có tỷ lệ tăng trưởng tương đối cao như ở nước ta. Quan hệ nhân quả này thường được phân tích theo hai chiều. Các nước công nghiệp và các tổ chức tài chính quốc tế thường nhấn mạnh chiều đi từ lạm phát đến tăng trưởng, trong đó lạm phát được coi môi trường cho quá trình tăng trưởng: tỷ lệ lạm phát thấp sẽ mở ra môi trường sản xuất kinh doanh ổn định và tỷ lệ tăng trưởng kinh tế cao; ngược lại tỷ lệ lạm phát cao sẽ tạo ra môi trường sản xuất kinh doanh không ổn định, dẫn tới đầu tư thấp và tỷ lệ tăng trưởng kinh tế thấp.

          Tuy nhiên, trái với quan niệm của các nước công nghiệp và các tổ chức tài chính quốc tế, các lý thuyết kinh tế lại đều tập trung phân tích chiều quan hệ đi từ tăng trưởng đến lạm phát, coi tăng trưởng là một nguyên nhân của lạm phát. Đặc biệt, đây cũng là mối quan tâm hàng đầu tại các nước đang phát triển, nhất là tại các nước có tỷ lệ tăng trưởng kinh tế cao (nền kinh tế nóng). Kinh nghiệm quản lý kinh tế chỉ ra rất rõ ràng rằng trong một nền kinh tế có tỷ lệ tăng trưởng cao, tổng cầu gồm nguyên liệu cơ bản, năng lượng, lao động, vốn, vật tư... thường tăng nhanh, kéo theo tăng giá, tức là gây ra hiện tượng lạm phát. Hơn nữa, quá trình tăng trưởng nhanh cũng thường phải đi kèm với tăng trưởng tín dụng và tiền tệ cao trong khi những nhân tố này lại là nguyên nhân quan trọng và trực tiếp của quá trình lạm phát.

          Đáng ngạc nhiên là quan hệ nhân quả trực tiếp giữa tăng trưởng GDP và lạm phát ở nước ta trong giai đoạn 1990-2000 không được xác nhận bởi phương pháp kiểm định Granger. Đồ thị dưới đây cho thấy trong khi tỷ lệ lạm phát có xu hướng giảm mạnh trong suốt thập kỷ 90 (từ 67,5% năm 1990-1991 xuống -0,6% năm 2000) nhờ những chính sách kinh tế thích hợp, trước hết là chính sách tiền tệ chặt như đã phân tích trong phần trên, thì tỷ lệ tăng trưởng GDP chỉ liên tục tăng lên trong nửa đầu thập kỷ 90, sau đó lại liên tục giảm sút trong nửa cuối thập kỷ. Mặt khác, trong khi tỷ lệ tăng trưởng kinh tế tiến triển tương đối ổn định thì độ biến động của tỷ lệ lạm phát khá lớn.

          Đồ thị 9: Quan hệ giữa tăng trưởng và lạm phát (%/năm)

Tuy nhiên, nhìn một khoảng dài hơn kể từ nửa sau thập kỷ 80 đến giữa thập kỷ 90 thì có thể thấy một quan hệ âm giữa tăng trưởng và lạm phát ở Việt nam; tức là tồn tại một đường cong Philip[6]. Quan hệ này được xác nhận là quan hệ nhân quả theo kiểm định Granger. Kết hợp với phân tích tiến triển của lãi suất ở trên, chúng ta thấy trong giai đoạn 10 năm này, nhờ tỷ lệ lạm phát giảm mạnh, tâm lý lạm phát và tỷ lệ lạm phát dự báo giảm dần. Kết quả là Ngân hàng trung ương có thể giảm lãi suất danh nghĩa để giảm nhanh lãi suất thực, làm tăng tỷ suất lợi nhuận đầu tư, từ đó khuyến khích đầu tư và tăng trưởng kinh tế. Như vậy, việc giảm tỷ lệ lạm phát trong giai đoạn này có tác động tích cực tới tăng trưởng kinh tế.

          Trong nửa cuối thập kỷ 90, quan hệ nhân quả trực tiếp giữa tăng trưởng kinh tế và lạm phát không diễn ra. Trong khi tỷ lệ lạm phát tiếp tục xu hướng giảm mạnh nhờ chính sách tiền tệ chặt, lãi suất thực cao (1996-1998), cung lớn hơn cầu và giá cả trên thị trường quốc tế giảm mạnh (1999-2000) thì như đã phân tích trong phần nghiên cứu khu vực thực, tỷ lệ tăng trưởng kinh tế giảm sút nhanh chủ yếu do tốc độ tăng trưởng đầu tư và tổng cầu giảm. Như vậy, những nhân tố giải thích tiến triển của tăng trưởng và lạm phát tương đối độc lập nhau (trừ nhân tố giảm tổng cầu); do đó quan hệ trực tiếp giữa hai chỉ tiêu này không rõ về mặt kinh tế lượng.

Tuy nhiên, trên một khía cạnh nào đó, giảm phát quá nhanh cũng đã gây ra hậu quả bất lợi là làm giảm tỷ lệ tăng trưởng kinh tế (tức là có quan hệ dương) vì theo những phân tích ở trên, do tỷ lệ lạm phát giảm quá nhanh ngoài dự kiến nên lãi suất thực đã tăng mạnh, làm cho tổng cầu giảm đột ngột (bên cạnh việc giảm do tác động của cuộc khủng hoảng tài chính tiền tệ châu á) kéo theo giảm nhu cầu đầu tư và ảnh hưởng tiêu cực tới tăng trưởng kinh tế.

          4) Tỷ giá và lạm phát

          Tỷ giá cũng là một trong những chỉ tiêu kinh tế vĩ mô rất quan trọng vì nó nối khu vực kinh tế trong nước với khu vực kinh tế đối ngoại. Tiến triển của tỷ giá thường ảnh hưởng mạnh tới giá cả, hoạt động ngoại thương và cán cân thanh toán quốc tế.

          Trong nền kinh tế thị trường, tỷ giá và lạm phát thường có mối quan hệ mật thiết với nhau. Khi tỷ lệ lạm phát trong nước cao hơn tỷ lệ lạm phát của các nước bạn hàng thì thường xuất hiện những đợt phá giá tự phát để lập lại cân bằng tỷ giá thực và sức cạnh tranh của nền kinh tế, giảm các áp lực suy thoái kinh tế do thâm hụt ngoại thương tăng lên.

          Có thể nói, trong khoảng hai chục năm trở lại đây, trong tâm lý của người Việt nam, tỷ giá danh nghĩa của đồng đô la Mỹ so với đồng tiền Việt nam luôn luôn có xu hướng tăng lên, do đó giữ đô la được coi là hình thức tiết kiệm an toàn nhất đối với không chỉ người dân mà cả các doanh nghiệp. Tuy nhiên, trên thực tế từ khi cải cách 1989 đến nay, tình hình diễn ra không hoàn toàn như vậy. Về tỷ giá danh nghĩa, đồng đô la Mỹ chỉ lên giá so với đồng tiền Việt nam trong năm 1991 và từ năm 1997 đến nay, nhưng mức độ lên giá hàng năm không cao. Ngược lại, trong năm 1990 và suốt một khoảng thời gian dài từ năm 1992 đến 1996, tỷ lệ lạm phát cao hơn hẳn tỷ lệ phá giá. Kết quả là khoảng cách giữa giá và tỷ giá bị doãng ra khá nhanh như đồ thị dưới đây đã chỉ ra. Đặc biệt, đã có một số năm, do lượng ngoại tệ bên ngoài đổ vào Việt nam nhiều, đồng đô la bị mất giá nghiêm trọng nên Ngân hàng Nhà nước đã phải can thiệp mạnh mẽ để hỗ trợ đồng đô la. Tỷ giá danh nghĩa của đồng đô la so với tiền việt cuối năm 1991 đã lên tới 14500 đồng / USD nhưng đến giữa tháng 8/2001, tỷ giá này cũng chỉ dừng ở mức 15000 đồng / USD trong khi cùng thời gian đó, giá tiêu dùng đã tăng 87,6%. Tính chung từ năm 1989 đến cuối năm 2000, đồng đô la Mỹ đã mất giá 39,2% so với đồng tiền Việt, hay đồng tiền Việt đã lên giá 64,4% so với đồng đô la Mỹ.

          Về tỷ giá thực (real exchange rate), tức là tỷ giá danh nghĩa được điều chỉnh theo biến động giá tiêu dùng trong nước và quốc tế, theo tính toán của chúng tôi, nếu lấy năm 1992 làm mốc, (khi đó, tỷ giá đồng đô la so với đồng tiền Việt nam xuống đến mức thấp nhất là 10500 đồng / USD sau khi đã lên tới 14500 đồng / USD vào cuối năm 1991), thì từ năm 1995 tới nay đồng tiền nước ta liên tục bị đánh giá cao khoảng 10-17% so với các đồng tiền của 18 bạn hàng lớn nhất[7]. Đến cuối năm 2000, đồng tiền nước ta đã lên giá khoảng 17%, cao đáng kể so với mức lên giá vào năm 1996 (9,8%). Tốc độ lên giá của đồng tiền nước ta đặc biệt nhanh từ sau khủng hoảng tiền tệ châu á năm 1997. Nếu so với năm 1989 (khi bắt đầu những cải cách kinh tế toàn diện) thì hiện nay đồng tiền nước ta đã lên giá khoảng 40-45%.

          Về mặt lý thuyết, đồng tiền nội địa lên giá sẽ làm giảm lãi thu được tính theo tiền nội địa của các hàng hoá và dịch vụ xuất khẩu so với giá thành sản xuất ra chúng, cũng như làm giảm giá hàng nhập so với giá hàng hoá sản xuất trong nước, dẫn đến làm giảm lợi nhuận của người sản xuất và kinh doanh hàng xuất khẩu trong khi lại làm tăng lợi nhuận cho người kinh doanh nhập khẩu, kéo theo hiện tượng co hẹp xuất khẩu, tăng nhanh nhập khẩu và điều chỉnh cơ cấu kinh tế theo hướng phục vụ thị trường nội địa. Những hậu quả lớn nhất của việc đánh giá cao nội tệ là làm giảm tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu, kích thích nhập khẩu, hạn chế sự phát triển của nông nghiệp (khu vực làm hàng xuất khẩu quan trọng đối với các nước đang phát triển), giảm sức cạnh tranh của nền kinh tế, tăng hàng rào bảo hộ mậu dịch, tạo ra những mất ổn định trong thu ngân sách và thường kéo theo khủng hoảng nợ, và sẽ dẫn tới phá giá đồng tiền, kéo theo những áp lực lạm phát và phát triển nhiều loại tiêu cực, bất công trong xã hội[8].        

5) Tỷ giá và xuất khẩu

Kinh nghiệm ở nước ta từ khi đổi mới cho thấy tồn tại một quan hệ đáng tin cậy giữa tỷ giá và tăng trưởng xuất khẩu. Theo các số liệu trong bảng 8, khi tỷ giá thực (do chỉ tiêu này chưa được sử dụng rộng rãi ở nước ta nên báo cáo này tạm lấy chênh lệch giữa tăng trưởng tỷ giá danh nghĩa và tỷ lệ lạm phát làm đại diện, mặc dù chỉ tiêu này không phản ánh chính xác tỷ giá thực) lên giá mạnh năm 1986, tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu không kể dầu mỏ 2 năm 1987, 1988 tụt xuống chỉ còn khoảng 10%/ năm. Nhưng khi tỷ giá thực bị phá giá mạnh trong hai năm 1987, 1988 và nhẹ trong năm 1989, tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu không kể dầu thô đã tăng lên ngay trong năm 1988, rồi tăng vọt tới 82,1% năm 1989 và 15,3% năm 1990. Có được thành tích xuất khẩu gạo những năm đầu cải cách chủ yếu là nhờ phá giá cao đi kèm với tự do hoá kinh tế vì tự do hoá kinh tế đã mở ra hàng loạt những cơ hội đầu tư mới trong khi phá giá cao cho phép giảm đáng kể giá thành sản xuất tính theo ngoại tệ, làm tăng nhanh sức cạnh tranh của hàng xuất khẩu. Kết quả tăng trưởng xuất khẩu đầy ấn tượng này còn bị che phủ bởi biến mất thị trường xuất khẩu truyền thống là Liên xô và khối Đông âu, và diễn ra trong bối cảnh tỷ lệ tăng trưởng kinh tế còn thấp do nền kinh tế vừa mới bắt đầu thực sự chuyển đổi sang kinh tế thị trường. Nếu chỉ tính phần giá trị xuất khẩu bằng đô la, tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu đã tăng vọt từ 4,6% năm 1987 lên 22,2% năm 1988, 154,2% năm 1989 và còn ở mức 18,8% năm 1990. Cũng theo bảng trên, trong giai đoạn này, phá giá có ảnh hưởng tới xuất khẩu trễ khoảng 1 năm so với thời điểm phá giá. Ngoài ra, các số liệu cũng cho thấy phá giá tỷ giá thực năm 1988 không còn phát huy tác dụng đáng kể ngay từ năm 1990. Thậm chí, tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu năm 1991 tụt xuống âm: -25,1%.

          Bảng 8: Tỷ lệ tăng trưởng hàng năm của một số chỉ tiêu (%)

	GDP	Xuất khẩu	Xuất khẩu không kể dầu mỏ	Nhập khẩu	Tỷ giá[9]	Lạm phát	Chênh lệch phá giá - lạm phát[10]
1986	2,8	12,9	12,9	16,0	185,7	774,7	-67,3
1987	3,6	8,2	8,2	13,9	360	223,1	42,4
1988	6,0	21,5	12,3	12,3	715,2	393,8	65,1
1989	4,7	87,5	82,1	-6,9	43,3	34,7	6,4
1990	5,1	23,5	15,3	7,3	58,1	67,4	-5,6
1991	5,8	-13,2	-25,1	-15,1	103,1	67,6	21,2
1992	8,7	23,7	20,7	8,7	-25,8	17,5	-36,9
1993	8,1	15,7	17,8	54,4	0,3	5,2	-4,7
1994	8,8	35,8	48,7	48,5	1,7	14,4	-11,1
1995	9,5	34,4	38,9	40,0	-0,6	12,7	-11,8
1996	9,3	33,2	33,5	36,6	1,2	4,5	-3,2
1997	8,2	26,6	31,4	4,0	14,2	3,6	10,2
1998	5,8	1,9	4,6	-0,8	9,6	9,2	0,4
1999	4,8	23,3	16,3	1,1	1,1	0,1	1,0
2000	6,75	25,0	14,3	34,0	3,4	-0,6	4,0

Nguồn số liệu: Tổng cục Thống kê "Tình hình kinh tế - xã hội Việt nam 10 năm 1991-2000, Nhà xuất bản Thống kê, Hà nội tháng 2/2001.

          Đợt điều chỉnh tỷ giá thứ hai kể từ khi đổi mới đã diễn ra vào năm 1991. Phá giá mạnh 103,1% năm 1991 trong bối cảnh nền kinh tế chưa thoát ra khỏi khủng hoảng tiền tệ, tín dụng năm 1990, đã đẩy tỷ lệ lạm phát lên 67,6%, làm cho mức độ phá giá tỷ giá thực chỉ còn 21,2%. Tuy nhiên, nhờ tỷ lệ phá giá thực này, tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu năm 1992-1993 đã tăng trở lại khoảng 20%. Trong các năm 1994-1997, mặc dù tỷ giá ổn định và nội tệ bị đánh giá cao nhưng tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu nước ta vẫn liên tục được duy trì nhờ 2 nhân tố chính: Một là tốc độ tăng năng suất lao động những năm này rất cao, đủ bù lại những thiệt hại do tỷ giá bị đánh giá cao; và hai là luồng ngoại tệ chảy vào Việt nam nhiều kéo theo tăng trưởng kinh tế nhanh, cho phép xuất khẩu ngày một nhiều dù hiệu quả tăng trưởng và xuất khẩu có xu hướng giảm mạnh. Tuy nhiên, một hậu quả rõ ràng của việc đánh giá cao tỷ giá thực là tỷ lệ thâm hụt ngoại thương và cán cân thanh toán vãng lai tăng vọt (xem phân tích chi tiết trong phần tiếp theo dưới đây).

          Đợt điều chỉnh tỷ giá thứ ba bắt đầu từ năm 1997 và kéo dài đến thời điểm hiện nay. Đặc điểm của phá giá trong giai đoạn này là tỷ lệ phá giá thấp, diễn ra làm nhiều vòng, qua các tuần, các tháng, dưới sự quản lý rất chặt của Ngân hàng Nhà nước. Bước phá giá lớn nhất trong giai đoạn này là hai lần phá giá 5% năm 1997 và 1 lần phá giá 7% năm 1998. Tỷ lệ phá giá danh nghĩa tích luỹ của hai năm 1997, 1998 là 25,2% trong khi tỷ lệ lạm phát tích luỹ là 13,1%, tạo ra một mức phá giá thực 10,7%. Tỷ giá thực còn bị phá giá nhẹ trong năm 2000 nhờ phá giá danh nghĩa và ổn định giá tiêu dùng. Những đợt phá giá này đã có tác dụng hạn chế tốc độ suy giảm sức cạnh tranh của nền kinh tế nước ta so với các đối tác kinh tế trong khu vực, nhờ đó, tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu không kể dầu thô năm 1999-2000 được duy trì ở mức khoảng 15%/ năm và tỷ lệ tăng trưởng xuất khẩu toàn nền kinh tế đạt khoảng 24%/năm.

          Vai trò của tỷ giá tới xuất khẩu thời kỳ 1986-2000 được khảng định về mặt kinh tế lượng: Chiều quan hệ nhân quả đi từ phá giá tới tăng trưởng xuất khẩu (kể cả xuất khẩu dầu thô hoặc không kể xuất khẩu dầu thô) rất mạnh; các phương trình kinh tế lượng cho thấy phá giá từ năm 1991 đến nay có tác động trực tiếp tới xuất khẩu ngay trong năm và khi tỷ giá tăng 10% thì xuất khẩu tăng 6,2%[11].

PHỤ LỤC 1

SỬ DỤNG CÔNG CỤ MÔ HÌNH KINH TẾ LƯỢNG ĐỂ

NGHIÊN CỨU NGUYÊN NHÂN CỦA LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

1) Mô hình lý thuyết giải thích nguyên nhân của lạm phát trong nền kinh tế Việt Nam thời kỳ 1976-2003:

          Căn cứ vào những lập luận lô gíc về nguyên nhân lạm phát ở Việt Nam theo thuyết trọng tiền và thuyết trọng cơ cấu, có thể xây dựng một mô hình xác định nguồn gốc của lạm phát tại Việt Nam theo cách tiếp cận hỗn hợp, dùng cả những nhân tố của thuyết trọng tiền, cả những nhân tố của thuyết trọng cơ cấu.

1.1) Các biến giải thích theo quan điểm tiền tệ:

Các biến giải thích ban đầu trong mô hình của thuyết trọng tiền là các biến trong phương trình Pigou, sau đó được M. Friedman bổ sung và phát triển. Các biến đó là tỷ lệ tăng trưởng của khối lượng hàng hoá và dịch vụ, tăng trưởng của tiền tệ và biến động của vòng quay tiền tệ. Quan hệ như sau:

                    p  + q =  m  + v

trong đó p, q, m, v lần lượt là biến động của mức giá (tỷ lệ lạm phát), sản xuất thực, khối lượng tiền tệ và tốc độ lưu thông tiền tệ.

Trong nghiên cứu thực nghiệm, phương trình này được diễn đạt lại như sau:

                    p  = f(m) + g(v,q) + u

trong đó u là biến ngẫu nhiên. Tuy nhiên, đến đây xuất hiện giả thuyết cơ bản của trường phái trọng tiền là g(v,q) được xấp xỉ bằng một hằng số cố định a vì mức độ biến động của nó rất thấp so với tăng trưởng tiền tệ. Do đó theo giả thuyết này, chúng ta có:

                             p  = f(m) + a + u

hay:                      

trong đó wi là các hệ số phải ước lượng, n là số năm trễ. Trong trường hợp các nước đang phát triển, phần lớn cung tiền tệ là để bù đắp thâm hụt ngân sách[12] nên thay cho phương trình trên, chúng ta sử dụng phương trình:

         

trong đó D là tỷ lệ thâm hụt ngân sách trên GDP. D được giả thuyết là ngoại sinh so với giá.

Trường hợp Việt nam thoả mãn các giả thuyết của mô hình này vì một mặt, trong giai đoạn 1976-1992 (và có thể cả những năm tiếp theo), phần lớn tiền tệ được phát hành là để bù đắp thâm hụt ngân sách, và mặt khác, các kiểm tra quan hệ nhân quả theo phương pháp kinh tế lượng cho thấy chỉ tồn tại duy nhất một chiều quan hệ nhân quả đi từ thâm hụt ngân sách sang lạm phát. Do đó, có thể tin tưởng chọn tỷ lệ thâm hụt ngân sách làm biến đại diện cho những nhân tố của thuyết tiền tệ trong phương trình xác định tỷ lệ lạm phát ở Việt nam.

1.2) Các biến giải thích theo quan điểm cơ cấu:

Mô hình cơ cấu để giải thích lạm phát tại các nước đang phát triển thường căn cứ vào mô hình do Hagger đề xuất. Để thích nghi với điều kiện Việt nam khi các dữ liệu về khu vực ngoại thương không đáng tin cậy, chúng tôi chia nền kinh tế làm 4 khu vực: Khu vực DNNN, khu vực nông nghiệp, khu vực tư nhân phi nông nghiệp và khu vực cơ sở hạ tầng gồm giao thông, bưu điện và thông tin liên lạc. Theo mô hình do Hagger phát triển và những lập luận dựa trên điều kiện Việt nam (nhất là kiểm tra quan hệ nhân quả giữa lạm phát và các nhân tố đại diện cho 4 khu vực trên), chúng tôi đưa ra giả thuyết biến động giá cả của mỗi khu vực trên phụ thuộc vào những khâu hẹp trong khu vực đó, đại diện là tỷ lệ tăng trưởng GDP của các khu vực này. Riêng đối với khu vực DNNN, ngoài biến tỷ lệ tăng trưởng, còn có thêm các biến giá nhập khẩu và tỷ giá vì phần lớn nhập khẩu là để thoả mãn nhu cầu của khu vực này. Biến tỷ giá còn đại diện cho chỉ tiêu thiếu hụt ngoại tệ. Mô hình như sau:

trong đó  lần lượt là tỷ lệ tăng, giảm giá cả và sản xuất thực trong 4 khu vực trên, p_i là giá nhập khẩu, tính bằng ngoại tệ và e là tỷ giá. Chúng ta mong đợi dấu của các biến gⁱ (i=1...4) âm, còn dấu của các biến e và p_i (i=1...4) dương. Một nhận xét quan trọng là trước năm 1990, kinh tế Việt nam hầu như đóng cửa, chỉ thực hiện một số trao đổi với khối Liên xô theo giá cố định tính bằng đồng rúp chuyển nhượng, do đó không có hiện tượng lạm phát thế giới truyền vào Việt nam qua đường tăng giá hàng nhập khẩu tính bằng ngoại tệ. vì vậy, có thể tin là vai trò của biến tăng giá nhập khẩu rất yếu trong giải thích lạm phát ở Việt nam, và do đó có thể bỏ biến này.

Đưa tất cả các biến còn lại vào phương trình cuối cùng, chúng ta có mô hình xác định lạm phát rút gọn theo quan điểm cơ cấu:

                                      

1.3) Các biến giải thích trong mô hình hỗn hợp

Các nghiên cứu sơ bộ đều chỉ ra rằng những nhân tố theo thuyết trọng tiền và những nhân tố theo thuyết cơ cấu đều có thể đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích nguyên nhân lạm phát ở Việt nam. Vì vậy ở đây chúng ta phải xây dựng một mô hình hỗn hợp gồm tất cả các biến giải thích có mặt trong hai mô hình theo hai thuyết trọng tiền và trọng cơ cấu nêu trên. Mô hình hỗn hợp sẽ là:

                            

Bây giờ chúng ta sẽ chuyển sang ước lượng mô hình trên theo phương pháp bình phương cực tiểu - phương pháp đơn giản nhất và hay được sử dụng nhất.

2) Ước lượng mô hình bằng phương pháp bình phương cực tiểu:

2.1) Danh sách các biến sử dụng trong mô hình:

Danh sách các biến được dùng trong mô hình thực nghiệm như sau:

P: Tỷ lệ lạm phát tính theo giá tiêu dùng (%),

D:  Tỷ lệ thâm hụt ngân sách trên GDP (%),

GPUB:  Tỷ lệ tăng trưởng của khu vực kinh tế nhà nước (%),

GAGRI: Tỷ lệ tăng trưởng của khu vực nông nghiệp (%),

GINPRI: Tỷ lệ tăng trưởng của khu vực công nghiệp tư nhân (%),

GSTRU1: Tỷ lệ tăng trưởng của khối lượng hàng hoá vận chuyển tính theo tấn,

GSTRU2: Tỷ lệ tăng trưởng của khối lượng hàng hoá vận chuyển tính theo tấn - km,

E : Tỷ lệ phá giá tỷ giá danh nghĩa hàng năm giữa nội tệ và đồng đô la Mỹ (%).

2.2) Bảng các chuỗi số liệu:

           

               2.3) Kiểm tra các quan hệ nhân quả

2.4) Nghiên cứu tính dừng của các chuỗi thời gian:

Phân tích tính dừng là một công đoạn không thể thiếu được trong kỹ thuật phân tích hồi quy dựa trên các chuỗi thời gian. Đặc biệt, phương pháp bình phương cực tiểu chỉ được phép áp dụng cho các chuỗi dừng. Thông thường, người ta sử dụng kỹ thật kiểm định "Augmented Dickey-Fuller: ADF" để kiểm tra liệu các biến trong mô hình có tính dừng hay không.

Áp dụng kỹ thuật trên cho các chuỗi của chúng ta thì thấy hầu hết các biến nguyên gốc đều không đảm bảo tính dừng. Tuy nhiên, khi chuyển sang dạng sai phân (chênh lệch cấp 1) thì tất cả các chuỗi đều dừng ở ngưỡng 1%; tức là rất thoả mãn yêu cầu. Như vậy, các chuỗi gốc dừng ở bậc 1. Kết quả là nếu chuyển các biến sang dạng sai phân cấp 1 thì có thể ước lượng trực tiếp mô hình trên theo phương pháp bình phương cực tiểu[13], rồi thực hiện một số phép kiểm định để khảng định độ tin cậy của mô hình thu được.

2.5) Mô hình cần ước lượng

Vì các chuỗi của chúng ta dừng ở cấp 1 nên cần chuyển chúng sang dạng sai phân cấp 1 trước khi đưa vào mô hình. Phương trình nhận dạng cuối cùng được đưa vào ước lượng là:

          DP =   C(1). DD + C(2). DGPUB + C(3). DGAGRI +                            

                             (+)                (-)                       (-)                

          C(4). DGINPRI + C(5). DGSTRU1 + C(6). DE  + C(7)

           (-)                           (-)                          (+)

trong đó  D chỉ giá trị các biến được chuyển sang dạng sai phân cấp 1. Các biến GSTRU1 và GSTRU2 được lần lượt đưa vào để chọn ra biến có khả năng giải thích lạm phát tốt nhất. Dấu mong đợi ở hệ số của các  biến được ghi bên dưới mỗi hệ số.

2.6) Kết quả ước lượng mô hình

Mô hình trên được ước lượng bằng phương pháp bình phương cực tiểu. Do số quan sát của mỗi chuỗi số có hạn (28 quan sát từ 1976 đến 2003), nên trước hết chúng ta ước lượng mô hình không có biến trễ. Kết quả như sau:

Bảng : Kết quả ước lượng mô hình không có biến trễ

Tên biến	Phương trình 1	Phương trình 2	Phương trình 3	Phương trình 4
DD	-35,18 (-1,65)	-34,93 (-1,66)	-30,12 (-1,51)	-30,06 (-1,53)
DGPUB	-1,94 (-0,13)	-1,94 (-0,14)	-2,52 (-0,18)	-2,32 (-0,17)
DGAGRI	21,42 (1,71)	21,93 (1,80)	19,46 (1,62)	20,27 (1,72)
DGINPRI	-29,85 (-1,33)	-29,93 (-1,39)	-24,49 (-1,17)	-24,97 (-1,24)
DGSTRU1		0,80 (0,16)		0,85 (0,18)
DGSTRU2	0,07 (0,02)		-0,08 (-0,03)
DE	0,88* (1,92)	0,89* (2,02)	0,80* (1,82)	0,82* (1,94)
C	- 42,98 (-0,77)	-42,76 (-0,77)
R2	0,43	0,43	0,40	0,40
R2 điều chỉnh	0,12	0,12	0,15	0,15
DW	1,91	1,92	1,96	1,96
Thống kê F	1,39	1,39	1,60	1,61

Chú thích: Các số nằm trong ngoặc là t - student; dấu *** = có ý nghĩa tới 1%, ** = có ý nghĩa tới 5%, và * = có ý nghĩa tới 10%.

Bảng trên giới thiệu 4 phương trình ước lượng điển hình nhất. Hai phương trình đầu được ước lượng với hằng số C đều cho thấy hằng số này không có ý nghĩa. Hai biến phản ảnh yếu tố cơ sở hạ tầng cũng không có ý nghĩa. Chất lượng hai phương trình này cũng rất tồi. Tiếp đến, chúng ta có hai phương trình được ước lượng không có hằng số C. Kết quả cũng không có gì cải thiện. Đặc biệt chúng ta có mấy nhận xét sau:

+ Kết quả không phù hợp với mong đợi theo quan điểm lý thuyết vì dấu của các biến tỷ lệ thâm hụt ngân sách, tỷ lệ tăng trưởng của nông nghiệp, và của khu vực cơ sở hạ tầng đều trái với mục tiêu đề ra.

+ Ngoài biến tỷ giá có ý nghĩa ở ngưỡng 10%, tất cả các biến khác trong các phương trình đều không có ý nghĩa vì T – student quá thấp.

+ Khả năng giải thích của mô hình rất yếu: R2 điều chỉnh chỉ đạt từ 0,12 đến 0,15; các thống kê F cũng rất thấp.

+ Những yếu điểm trên đòi hỏi phải nhận dạng lại mô hình thực nghiệm.

2.7) Nhận dạng lại mô hình thực nghiệm:

Để nhận dạng lại mô hình, chúng ta nghiên cứu lại nền kinh tế Việt nam và thấy có một số vấn đề đặc thù sau trong giai đoạn 1976-2003:

+ Sản xuất nông nghiệp chiếm tỷ trọng lớn và quan trọng trong nền kinh tế Việt nam nên ảnh hưởng của nó tới lạm phát có nhiều khả năng quan trọng hơn ảnh hưởng của các lĩnh vực khác, vì vậy cần giữ lại biến này và cải biến nó cho phù hợp.

+ Phân tích sâu hơn cho thấy sản xuất nông nghiệp có tính thời vụ, mang tính tự cung tự cấp rất cao. Người Việt nam có thói quen giữ lương thực lại để dùng trong khi chờ đến vụ gặt sau. Do vậy, có thể ảnh hưởng của nông nghiệp tới lạm phát bị trễ 1 năm, tức là thiếu hụt sản xuất năm trước sẽ ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát năm sau. Dù thời vụ sản xuất nông nghiệp ngắn, nhưng có thể chính sản xuất vụ hè thu và đông xuân năm trước sẽ ảnh hưởng tới tăng giá trong dịp tết âm lịch năm sau. Như vậy, trong phương trình có thể thay biến hiện tại của sản xuất nông nghiệp bằng biến trễ.

+ Khi nghiên cứu ảnh hưởng của thâm hụt ngân sách đến lạm phát, chúng ta thấy nổi lên một điều là phần lớn tiền tệ phát hành cho mục tiêu này được sử dụng cho khu vực doanh nghiệp nhà nước (để đầu tư)[14]; nhưng chi tiêu của khu vực này chủ yếu được thực hiện bằng tiền séc chuyển khoản, có tác động trễ tới tăng giá do sự yếu kém của hệ thống ngân hàng khi triển khai các kế hoạch tín dụng của Nhà nước. Như vậy, thâm hụt ngân sách cũng có khả năng tác động trễ 1 năm tới tỷ lệ lạm phát.

+ Kết quả trong bảng cho thấy biến tỷ lệ tăng trưởng của khối lượng hàng hoá vận chuyển tính theo tấn - km không có ảnh hưởng gì tới tỷ lệ lạm phát vì thống kê T - student xấp xỉ bằng 0. Trong nhiều nghiên cứu, người ta đã chỉ ra rằng phần lớn hàng hoá ở Việt nam được vận chuyển trên những tuyến đường ngắn, do tính chia cắt của thị trường, do kinh tế hàng hoá chưa phát triển, thậm chí còn do chính sách cấm buôn bán giữa các tỉnh, thành của Nhà nước.

Trên cơ sở những phân tích, nhận xét trên, chúng ta đi đến một phương trình nhận dạng mới như sau:

DP =   C(1). DD(-1) + C(2). DGPUB + C(3). DGAGRI (-1)+                                   

                    (+)                (-)                       (-)                

           C(4). DGINPRI + C(5). DGSTRU1 + C(6). DE  + C(7)

           (-)                           (-)                          (+)

trong đó hai biến tỷ lệ thâm hụt ngân sách và tỷ lệ tăng trưởng nông nghiệp là những biến trễ 1 năm; biến tỷ lệ tăng trưởng của khối lượng hàng hoá vận chuyển tính theo tấn - km bị loại khỏi mô hình.

2.8) Ước lượng mô hình vừa nhận dạng lại

Mô hình thực nghiệm mới được nhận dạng lại nêu trên được ước lượng theo nhiều kịch bản khác nhau. Chúng tôi xin minh hoạ quá trình này bằng một số kết quả như sau:

Bảng : Kết quả ước lượng mô hình với các biến trễ

Tên biến	Phương trình 1	Phương trình 2	Phương trình 3	Phương trình 4	Phương trình 5	Phương trình 6
DD(-1)	38,46*** (5,62)	37,17*** (5,28)	36,90*** (5,52)	36,44*** (5,64)	36,24*** (5,86)	36,44*** (5,83)
DGPUB	2,23 (0,31)	4,16 (0,57)	4,03 (0,57)
DGAGRI(-1)	-24,17*** (-3,62)	-23,00*** (-3,34)	-23,02*** (-3,48)	-23,83*** (-3,80)	-23,83*** (-3,93)	-21,09*** (-3,73)
DGINPRI	- 9,47 (-1,11)	-10,63 (-1,20)	-10,41 (-1,23)	- 8,61 (-1,14)	-8,48 (-1,16)
DGSTRU1	0,54 (0,20)	0,71 (0,26)		0,60 (0,23)
DE	0,54** (2,59)	0,56** (2,63)	0,55** (2,73)	0,52** (2,78)	0,51** (2,88)	0,38** (2,73)
C	39,71 (1,36)
R2	0,86	0,83	0,83	0,82	0,83	0,81
R2 điều chỉnh	0,77	0,76	0,78	0,78	0,79	0,79
DW	1,85	1,65	1,64	1,63	1,62	1,73
Thống kê F	10,20	11,00	14,89	15,68	22,40	32,17

Chú thích: Các số nằm trong ngoặc là t - student; dấu *** = có ý nghĩa tới 1%, ** = có ý nghĩa tới 5%, và * = có ý nghĩa tới 10%.

Việc cải tiến một số điểm trong mô hình thực nghiệm đã cho những kết quả rất đáng khích lệ. Các phương án ước lượng khác nhau đều cho thấy khả năng giải thích của mô hình khá cao, với R2 điều chỉnh thay đổi từ 0,76 đến 0,79 và R2 thay đổi từ 0,81 đến 0,86. Từ bảng trên, có thể rút ra một số nhận xét sau:

+ Tất cả các biến giải thích quan trọng rút ra từ phân tích lý thuyết đều có ý nghĩa rất lớn trong giải thích tiến triển của lạm phát. Đó là các biến tỷ lệ thâm hụt ngân sách, tỷ lệ phát triển của khu vực nông nghiệp và tỷ giá. Dấu của các biến đều phù hợp với mong đợi.

+ Tỷ lệ tăng trưởng của khu vực tư nhân phi nông nghiệp cũng có ý nghĩa trong giải thích tiến triển của lạm phát, nhưng với mức độ thấp.

+ Chỉ có hai biến tỷ lệ tăng trưởng của khu vực doanh nghiệp nhà nước và của khu vực cơ sở hạ tầng là không có vai trò gì trong giải thích lạm phát.

Để cải tiến mô hình, chúng ta loại bỏ 2 biến không có ý nghĩa trên với hy vọng làm tăng vai trò của biến tăng trưởng của khu vực tư nhân phi nông nghiệp. Tuy nhiên, như phương trình 5 chỉ ra, khả năng giải thích của biến GINPRI không tăng. Mặc dù chúng tôi đã thực hiện nhiều cải tiến nhằm tăng khả năng giải thích của biến này, nhưng các cố gắng đều không thu được kết quả mong đợi. Vì thế, cuối cùng, đành phải loại bỏ biến này khỏi mô hình.

Phương trình cuối cùng (phương trình 6) được giữ lại làm mô hình giải thích nguyên nhân của lạm phát ở Việt nam. Các hệ số trong phương trình rất khác 0 (36,44 ; -26.1 và 0,38) và rất có ý nghĩa (xem T - student). Thống kê F rất cao trong khi xác xuất sai số dưới 0,1%. Thống kê Durbin - Watson bằng 1,73 chứng tỏ không có tự tương quan trong sai số hồi quy. Mô hình khảng định vai trò thống trị của tỷ lệ thâm hụt ngân sách, tỷ lệ tăng trưởng sản xuất nông nghiệp và biến động của tỷ giá trong việc giải thích tiến triển của lạm phát ở Việt nam những năm 1976-2003.

2.9) Kiểm tra một số giả thiết thống kê:

a)    Tính tự tương quan của các sai số

Trong các mô hình hồi quy theo chuỗi thời gian tương đối dài thường xuất hiện tính tự tương quan của các sai số. Khi xảy ra hiện tượng tự tương quan, người ta không chỉ có thể nhận dạng lại mô hình và tìm ra những hệ số ước lượng tốt hơn, mà còn có thể xảy ra trường hợp mô hình vừa ước lượng không thoả mãn một số giả thuyết. Thống kê DW chỉ cho phép bác bỏ giả thuyết tự tương quan bậc 1, nhưng đối với các tự tương quan cấp 2, cấp 3 thì nó không có khả năng. Vì vậy, cần áp dụng một số kỹ thuật tinh vi hơn để kiểm tra, mà một trong những kỹ thuật được sử dụng rộng rãi nhất là phép kiểm định LM. Phép kiểm định này cho phép phát hiện ra hiện tượng tự tương quan cấp cao hơn 1. Bảng 9 dưới đây trình bầy kết quả kiểm định:

          Bảng 9: Kiểm định giả thuyết tự tương quan

của các sai số bằng kỹ thuật LM

Giả thuyết: Ho	2 năm trễ	3 năm trễ	4 năm trễ
Ho: Không tự tương quan	Thống kê F  =  0,08 Xác xuất = 0,92 Ho được chấp nhận	Thống kê F =  0,47 Xác xuất = 0,71 Ho được chấp nhận	Thống kê  F =  0,34 Xác xuất  = 0,85 Ho được chấp nhận

b)    Tính homoscdasticity của các sai số

Giả thuyết homoscdasticity của các sai số đòi hỏi phương sai của các sai số phải cố định. Trong trường hợp ngược lại, tức là khi xảy ra heteroscdasticity, các thống kê t sẽ không ổn định. Để kiểm định giả thuyết heteroscdasticity của mô hình giữ lại, người ta có thể sử dụng kỹ thuật White trong phần mềm Eviews. Các kết quả chỉ ra rằng thống kê F đạt 1,49 trong khi xác xuất là 0,27. Kết quả này cho phép chúng ta bác bỏ giả thuyết heteroscdasticity của các sai số.

c)    Tính ngoại sinh của các biến giải thích

Phương pháp bình phương cực tiểu đòi hỏi các sai số không được tương quan với các biến giải thích; tức là các biến giải thích phải hoàn toàn ngoại sinh, không chịu tác động của chính biến được giải thích trong mô hình; nếu không, việc áp dụng phương pháp bình phương cực tiểu cho các biến giải thích “nội sinh” sẽ tạo ra những ước lượng không đúng.

Trong mô hình giữ lại ở trên, chúng ta chỉ nghi ngờ hai biến D và E có thể là biến nội sinh. Việc nghi ngờ tỷ lệ thâm hụt ngân sách và tỷ giá là những biến nội sinh là hoàn toàn có cơ sở cả trên phương diện lý thuyết lẫn trên phương diện thực nghiệm.

Thật vậy, theo lý thuyết của Tanzi, lạm phát có ảnh hưởng rất quan trọng tới thu ngân sách và do đó tới tỷ lệ thâm hụt ngân sách trên GDP. Về mặt thực nghiệm, người ta thừa nhận một sự thật là trong các nền kinh tế có tỷ lệ lạm phát cao, tỷ lệ thâm hụt ngân sách thường cũng rất cao, mà một trong những nguyên nhân làm tăng tỷ lệ thâm hụt ngân sách là tăng chi để bù đắp tiền mất giá do lạm phát.

Đối với tỷ giá, lý thuyết đánh giá cao tỷ giá thực khảng định rõ ràng rằng đồng tiền nội địa mất giá sẽ tạo ra những áp lực rất lớn đòi hỏi phải phá giá tỷ giá danh nghĩa để khôi phục sức cạnh tranh quốc tế của nền kinh tế. Trên phương diện thực nghiệm, khi lạm phát kéo dài thì tỷ giá cũng thường được điều chỉnh cho phù hợp. Cả hai hiện tượng lý thuyết và thực nghiệm này dường như đều có ở Việt nam trong những năm nghiên cứu.

Tuy nhiên, đối với biến tăng trưởng sản xuất nông nghiệp, có thể tin tưởng hầu như chắc chắn là biến này ngoại sinh so với giá vì giá nông sản giai đoạn 1976-1995 chịu sự quản lý chặt của nhà nước trong khi sản xuất rất biến động. Hơn nữa, nếu phân tích kỹ cơ cấu giá thì thấy phần lớn biến động chỉ số giá tiêu dùng là do khu vực công nghiệp và dịch vụ gây ra.

Từ những phân tích trên, chúng ta đi tới kết luận chỉ cần kiểm tra tính ngoại sinh của hai biến D và E. Điều này sẽ cho phép tiết kiệm thời gian khi làm việc với nhiều phương trình. Kỹ thuật được sử dụng phổ biến để kiểm định tính ngoại sinh của các biến là kiểm định Nakamura; bao gồm hồi quy mỗi biến bị nghi ngờ là nội sinh theo các biến giải thích khác trong mô hình và theo một số biến công cụ được lựa chọn thích hợp. Quá trình này sẽ làm phát sinh những sai số mới; chúng sẽ được đưa trở lại trong mô hình giữ lại nêu trên và cần phải ước lượng lại mô hình với biến bổ sung này. Nếu hệ số của biến sai số có ý nghĩa giải thích tốt cho biến được giải thích thì biến sinh ra sai số này sẽ được khảng định là biến nội sinh.

Trong mô hình phân tích lạm phát nêu trên, trước tiên chúng ta hồi quy DD theo các biến giải thích khác trong mô hình (DGAGRI và DE) và trên một biến công cụ, lấy luôn biến DD(-1). Tương tự chúng ta cũng hồi quy DE với các biến còn lại của mô hình và một biến công cụ là DE(-1). Gọi các sai số của hai phương trình hồi quy trên lần lượt là RD và RE. Cuối cùng chúng ta lần lượt hồi quy lại phương trình (6) với hai biến mới thêm này. Các phương trình hồi quy kiểm định cho thấy thống kê T của RD và RE lần lượt là 0,83 và -0,44, và xác xuất của chúng lần lượt là 0,42 và 0,76. Điều này có nghĩa là giả thuyết nội sinh của hai biến tỷ lệ thâm hụt ngân sách và tỷ giá hoàn toàn bị loại trừ, và do đó chúng ta có thể khảng định hai biến này ngoại sinh đối với tỷ lệ lạm phát.

d)    Tính ổn định của các hệ số

Để khảng định độ tin cậy của mô hình giữ lại, còn phải kiểm tra xem liệu quan hệ phụ thuộc giữa tỷ lệ lạm phát và các biến giải thích nó trong mô hình có ổn định theo thời gian không. Công đoạn này rất quan trọng vì nếu các hệ số không ổn định thì những dự báo từ mô hình sẽ không đáng tin cậy. Kiểm tra này cũng cho phép phát hiện ra những thời điểm thay đổi cơ cấu quan trọng của các hệ số. Phương pháp kiểm tra thích hợp nhất cho các mẫu nhỏ là kiểm định Chow. Để áp dụng phương pháp này, cần phải chọn một số năm đặc biệt có dấu hiệu mất ổn định về cơ cấu để phân thời kỳ ước lượng ra làm 2 giai đoạn nhỏ.

Đối với trường hợp nước ta, chúng tôi đã chọn các năm 1985 và 1993 làm năm đặc biệt trong trường hợp nghiên cứu lạm phát (các bạn có thể chọn năm khác, 1989 chẳng hạn). Năm 1985 là năm diễn ra cải cách giá lương tiền, đánh dấu sự bùng lên của lạm phát phi mã. Kiểm định Chow cho thấy thống kê F là 1,78 trong khi xác xuất là 0,20. Năm 1993 đánh dấu thời điểm bắt đầu quá trình giảm phát dài hạn trong nền kinh tế nước ta. Kiểm định Chow cho thấy thống kê F là 1,61 trong khi xác xuất là 0,24. Hai kiểm định đều cho thấy có thể bác bỏ giả thuyết các hệ số không ổn định.

Tóm lại, nhiều kiểm định kinh tế lượng đã khảng định mô hình giữ lại ở trên (phương trình 6) thoả mãn những điều kiện đòi hỏi của phương pháp bình phương cực tiểu. Như vậy mô hình trên có thể được chấp nhận làm mô hình thực nghiệm giải thích tiến triển của lạm phát ở nước ta. Theo mô hình, chúng ta không thể coi nguyên nhân tiền tệ quan trọng hơn nguyên nhân cơ cấu hoặc ngược lại vì vai trò của chúng đều rất quan trọng trong việc giải thích tiến triển của lạm phát ở nước ta.

PHỤ LỤC 2

MỘT SỐ MÔ HÌNH GIẢI THÍCH NGUYÊN NHÂN LẠM PHÁT

          a) Lạm phát do cầu vượt:

          Để kiểm tra giả thuyết lạm phát do tổng cầu hàng hoá và dịch vụ tăng nhanh hơn tổng cung, cần phải nghiên cứu tìm quan hệ giữa các biến này. Tiếp cận được sử dụng phổ biến là đường cong Philip của học thuyết tân Keynes. Đường cong này nguyên gốc phản ánh quan hệ âm giữa tỷ lệ biến động của tiền lương và tỷ lệ thất nghiệp. Tỷ lệ thất nghiệp được dùng để đại diện cho chỉ tiêu chênh lệch giữa sản xuất thực tế và sản xuất khi sử dụng hết lao động. Phương trình được dùng để giải thích và dự báo lạm phát theo lý thuyết này như sau:

          p(t) = (P(t) - P(t-1)) / P(t-1)  =  a * GAPP + b

trong đó p(t) là tỷ lệ lạm phát năm (quý) t; P là mặt bằng giá chung; GAPP là chênh lệch giữa GDP thực so với giá trị xu thế của nó, tính bằng phần trăm của GDP thực. Giá trị GDP xu thế có thể được tính từ ước lượng phương trình: log(GDP) = a + b * t.

          Để tính đến vai trò của yếu tố tâm lý trong dự báo lạm phát của người dân, phương pháp đơn giản là dùng chỉ tiêu lạm phát của thời kỳ trước (hoặc trung bình của một số thời kỳ trước); ví dụ trong phương trình trên, chúng ta bổ xung thêm biến  p(t-1) như sau:

                    p(t) = a * GAPP + b * p(t-1)  + d

trong đó a, b, d là những tham số cần ước lượng.

          b) Lạm phát do tiền tệ:

          Theo lý thuyết trọng tiền, trong điều kiện cân bằng dài hạn, sản xuất luôn luôn nằm trên trục tăng trưởng cố định tương ứng với tiềm năng của nó, các lãi suất thực cố định và tỷ lệ lạm phát được dự báo đầy đủ, thì tỷ lệ lạm phát sẽ đúng bằng tốc độ tăng trưởng tiền tệ (m) trừ đi tốc độ tăng trưởng GDP thực (g); tức là:

                    p = m - g

          Tuy nhiên, cân bằng dài hạn này không bao giờ đạt được, do đó trong thực tế, phải dùng phương pháp xấp xỉ, tức là ước lượng phương trình:

                    p = a * m + b * g + d

                    với  b < 0.

          Phương trình này cũng được suy ra từ lý thuyết vòng quay tiền tệ trong học thuyết cổ điển. Để đưa vào yếu tố dự báo thích nghi, người ta thường thêm biến chênh lệch tỷ lệ lạm phát của 2 năm trước, nghĩa là:

                    p = a * m + b * g + d * (p(t-1) - p(t-2)) + l

          c) Lạm phát do những nhân tố nước ngoài:

          Để đưa vào ảnh hưởng của các nhân tố nước ngoài phản ánh tác động của giá nhập khẩu, người ta thường sử dụng phương trình:

                    p = a * m + b * g + d * (DPm/Pm) + l

trong đó Pm là giá nhập khẩu.

          d) Lạm phát do cơ cấu:

          Theo lý thuyết cơ cấu, nguyên nhân lạm phát là do thiếu hụt của cung so với cầu, nhưng không phải ở mức toàn cục mà chỉ cục bộ trên một số mặt của nền kinh tế. Ví dụ nếu trong một khu vực nào đó, cung không tương xứng với cầu, giá hàng hoá khu vực đó tăng lên, sẽ kéo theo mặt bằng giá chung tăng lên, gây ra lạm phát. Khu vực đó được gọi là khâu hẹp hay chỗ thắt nút, điểm nghẽn của nền kinh tế. Lý thuyết cơ cấu cũng chỉ rõ đối với các nước đang phát triển, ba khâu hẹp chính là sản xuất nông nghiệp không đáp ứng nhu cầu, tỷ lệ thâm hụt ngân sách cao và thiếu hụt ngoại tệ để nhập khẩu hàng hoá thiết yếu cho nền kinh tế. Phương trình xác định tỷ lệ lạm phát theo thuyết cơ cấu như sau:

                    p = a * D/GDP + b * log(GDP) + c * log(e) + d

trong đó D mức thâm hụt ngân sách; e là tỷ giá.

          e) Mô hình hỗn hợp:

          Trong thực tế, lạm phát ở một nước đang phát triển như nước ta có thể xảy ra do sự tồn tại đồng thời của nhiều nhân tố cung, cầu, cơ cấu, tiền tệ... mà việc phân tích trực quan khó có thể cho những nguyên nhân chính xác. Do đó, kinh nghiệm thực tế cho thấy nên đưa tất cả các biến của các mô hình có khả năng nhất vào cùng một mô hình gộp và ước lượng; từ đó lựa chọn những biến có khả năng giải thích tốt nhất hiện tượng lạm phát.

---

[1] Theo các báo cáo hàng năm của Quỹ Tiền tệ Quốc tế về kinh tế Việt nam. Phần lớn số liệu được lấy từ bản gần nhất ngày 22/3/2001 với tiêu đề: "Yêu cầu một thoả thuận ba năm theo thể thức tăng trưởng và xoá đói giảm nghèo".

[2] Quan hệ này cũng rất rõ trong thập kỷ 80, nhưng vì tỷ lệ lạm phát và tăng trưởng tiền tệ thập kỷ này rất cao nên chúng tôi không đưa vào đồ thị.

[3] Ví dụ với độ trễ là 1 năm, tiền tệ gây ra tăng giá có xác xuất tới 99,5% trong khi giá cả làm tăng cung tiền tệ chỉ với xác xuất là 99,0% (ngưỡng thống kê để chấp nhận có quan hệ đáng tin cậy là phải trên 90%).

[4] Phương trình như sau: INFLA = 0,643 * GM2 + 21,426 , trong đó INFLA là tỷ lệ lạm phát, GM2 là tỷ lệ tăng trưởng tiền tệ.  Hệ số xác định R2 = 0,847; Thống kê DW = 2,041; Xác xuất của hai biến GM2 và T là 0,000.

[5] Ví dụ với thời gian trễ là 1 năm, xác xuất để tăng trưởng tiền tệ gây ra tăng trưởng kinh tế là 90,1% trong khi xác xuất để tăng trưởng kinh tế gây ra tăng trưởng tiền tệ là 93,4%; chiều nhân quả đi từ tăng trưởng kinh tế đến tăng trưởng tiền tệ mạnh hơn chiều ngược lại.

[6] Hiện tượng xảy ra ở Việt nam cũng giống như ở nhiều nước đang phát triển khác. Theo tổng kết của Hagger A.J.(1977) "Inflation: Theory  and Policy", The Macmillan Press Ltd, thì trong các nước đang phát triển có tỷ lệ lạm phát cao trên 20%/ năm, thường tồn tại một quan hệ âm giữa tăng trưởng kinh tế và lạm phát; do đó, giảm tỷ lệ lạm phát sẽ khuyến khích tăng trưởng kinh tế. Tình hình kinh tế nước ta những năm 1976-1995 cũng như vậy.

[7] Đó là các nước Malaixia, Inđônêxia, Philipin, Singapo, Thái lan, Đài loan, Hồng kông, Hàn quốc, Nhật Bản, Trung quốc, Nga, Anh, Đức, Hà lan, Pháp, Thuỵ sĩ, Mỹ và Australia.

[8] Xem những phân tích chi tiết về hậu quả tiêu cực của hiện tượng trên trong bài: "Hiện tượng đánh giá cao nội tệ và những hậu quả tiêu cực", Lê Việt Đức, Tạp chí Ngân hàng số 12-1994, trang 36-40.

[9] Các số liệu về phá giá trong bài được hiểu là phá giá tiền Việt so với đô la Mỹ. Trước năm 1989, do còn tồn tại tỷ giá giữa đồng Việt nam và đồng rúp chuyển nhượng nên còn có loại phá giá tiền Việt so với đồng rúp chuyển nhượng.

[10] Chênh lệch (phá giá - lạm phát) = (tỷ lệ phá giá + 100)/(tỷ lệ lạm phát + 100) -1) * 100

[11] Về mặt kinh tế lượng, với chuỗi số liệu năm từ năm 1991 đến năm 2000, quan hệ xuất khẩu - phá giá được ước lượng như sau :

log(EXUS)  =  - 19,06  +   0,620 * log(EXRAT * EXPRI / PRICE)

                          (-22,25)   (5,692)

                       + 5,544 log(QE)    +   0,180 D1992

                          (44,648)                    (4,051)

R2 =  0,998  ;   R2 adj = 0,997  ;    SE = 3,56%  ;   DW = 1,945  ;   F - St = 1071,19

trong đó EXUS là giá trị xuất khẩu tính bằng đô la Mỹ; EXRAT là chỉ số tỷ giá, năm 1995 = 100%; EXPRI là chỉ số giá xuất khẩu tính theo ngoại tệ; PRICE là chỉ số giá tiêu dùng; QE là chỉ số tăng trưởng GDP trung bình trọng số của 18 nước bạn hàng chính; D1992 là biến sốc phản ảnh việc biến động xuất khẩu năm 1992 không giải thích được qua mô hình. Các số liệu trong ngoặc dưới mỗi hệ số phản ảnh sai số chuẩn của từng hệ số. Nhìn vào phương trình trên, chúng ta thấy kết quả ước lượng rất phù hợp với phân tích lý thuyết và thực tế. Các hệ số trong phương trình đều có ý nghĩa tới 99,9%; tức là các biến vế phải đều có ý nghĩa giải thích rất tốt cho biến vế trái (giá trị xuất khẩu). Các số liệu thống kê đều cho thấy chất lượng phương trình rất tốt.

[12] Các nước công nghiệp không phát hành tiền để bù đắp thâm hụt ngân sách, nên tăng trưởng tiền tệ là nhân tố chính trong phương trình giải thích lạm phát của những nước này.

[13] Việc chuyển hoàn toàn chấp nhận được vì p(t) =... ; p(t-1) =... ; trừ hai phương trình cho nhau thì Dp(t) =...

[14] Quan điểm phổ biến trong thời kỳ này là tiền séc không gây lạm phát, do đó chỉ cần kiểm soát tiền mặt trong lưu thông, không cần kiểm soát tiền séc.