HOÀN THIỆN VÀ PHÁT TRIỂN MÔ HÌNH VQEM PHỤC VỤ CÔNG TÁC PHÂN TÍCH VÀ DỰ BÁO NGẮN HẠN
CHƯƠNG III:
MÔ HÌNH HOÁ SỰ HOẠT ĐỘNG CỦA NỀN KINH TẾ VIỆT NAM TRONG THỜI KỲ ĐỔI MỚI TỪ NĂM 1992 ĐẾN NAY
Nhìn chung, kết quả ước lượng mô hình VQEM - 2003 không có khác biệt lớn so với mô hình VQEM gốc; một số điểm khác biệt nhỏ sẽ được nêu trong mục dưới đây. Tuy nhiên, do hệ thống số liệu đã phong phú hơn nên trong mô hình VQEM - 2003, chúng tôi đã xây dựng thêm khối các phương trình xác định cân bằng cán cân thanh toán quốc tế hoàn toàn mới so với mô hình VQEM gốc. Do vậy, nếu như mô hình VQEM chỉ có 35 phương trình với 21 phương trình kế toán và 14 phương trình hành vi thì mô hình VQEM – 2003 có tới 47 phương trình với 28 phương trình kế toán và 19 phương trình hành vi. Dưới đây là kết quả ước lượng cụ thể đối với một số phương trình chính và khối cán cân thanh toán quốc tế được bổ sung.
I. CẬP NHẬT CÁC PHƯƠNG TRÌNH KINH TẾ LƯỢNG TRONG MÔ HÌNH VQEM
Bên cạnh việc cập nhật thông tin, chúng tôi có một số điều chỉnh để mô hình mới phù hợp với thực tiễn hơn; ví dụ như thay vì đưa thẳng kim ngạch xuất nhập khẩu hàng hoá vào phương trình cân đối hạch toán quốc gia, trong mô hình mới, đã tính thêm khối xuất nhập khẩu dịch vụ, sau đó đưa tổng ngạch xuất nhập khẩu hàng hoá và dịch vụ vào cân đối vĩ mô; nhờ vậy tính lô gíc kinh tế được bảo đảm hơn. Ngoài ra, một số biến của mô hình lý thuyết trước kia không được đưa vào mô hình thì nay đã được đưa trở lại...
Cụ thể như sau:
Cụ thể như sau:
1) Tín dụng cho nền kinh tế:
Phương trình xác định tổng vốn tín dụng nội địa được ước lượng theo đúng phương trình đã sử dụng trong mô hình VQEM. Chất lượng thống kê các tham số đều ở mức rất tốt, thậm chí tốt hơn cả phương trình cũ. Phương trình cụ thể như sau:
LOG(CREDO) = 0,050 LOG(GDPCU) + 0,957 LOG(CREDO(-1)) + 0,087
(3,306) (64,445) (3,401)
R2 = 0,998 ; SE = 0,025 ; DW = 1,894 ; SMPL = 1993.1-2002.4
Phương trình trên cho thấy ảnh hưởng ngắn hạn của tổng sản phẩm trong nước (GDP) tới nhu cầu vốn tín dụng nội địa rất thấp: khi giá trị tổng sản phẩm trong nước tăng thêm 1% thì tổng vốn tín dụng nội địa chỉ tăng 0,05%. Đặc biệt, hệ số này còn thấp hơn hệ số ước lượng trong mô hình VQEM. Tuy nhiên, ảnh hưởng yếu này là do đặc điểm của mô hình quý vì trong thời gian quá ngắn, GDP có thể tăng nhanh nhưng nhu cầu vốn tín dụng có thể chưa tăng nhanh ngay. Nếu xem xét ở tầm dài hạn thì điều này được khảng định, ảnh hưởng dài hạn của tổng sản phẩm trong nước tới nhu cầu vốn tín dụng nội địa rất cao: khi giá trị tổng sản phẩm trong nước tăng thêm 1% thì tổng vốn tín dụng nội địa tăng tới 1,16%; tức là tăng nhanh hơn tốc độ tăng trưởng GDP theo giá danh nghĩa.
2) Lãi suất cho vay
Lãi suất cho vay ngắn hạn cũng được xác định theo phương thức như trong mô hình VQEM. Tuy nhiên, bên cạnh các nhân tố giải thích đã có, trong phương trình mới đã xuất hiện thêm biến thời gian t phản ánh sự giảm dần theo thời gian của lãi suất cho vay danh nghĩa; tức là xu hướng xích lại gần nhau giữa lãi suất cho vay và lãi suất huy động. Chất lượng phương trình mới tốt hơn phương trình cũ trong mô hình VQEM. Phương trình xác định lãi suất cho vay như sau:
INTEOUT = 0,432 INTEIN3 + 0,456 INTEOUT(-1) + 0,600 - 0,010 TIME
(5,587) (7,230) (6,158) (-4,727)
R2 = 0,992 ; SE = 0,072 ; DW = 1,631 ; SMPL = 1992.1 - 2002.4
trong đó TIME là biến thời gian với quý I năm 1992 là 1, quý II/1992 là 2...
Như vậy, tương tự như trong phương trình xác định tín dụng cho nền kinh tế, mặc dù tác động ngắn hạn của lãi suất huy động tới lãi suất cho vay khá thấp (0,43%), nhưng tác động dài hạn lại tương đương để bù lại: khi lãi suất huy động tăng 1% (ví dụ từ 4% lên 5%) thì lãi suất cho vay tăng tới hơn 0,8%. Biến thời gian cho thấy hàng quý lãi suất cho vay theo tháng giảm đều đặn 0,01%.
3) Đầu tư của chính phủ
Cũng như các trường hợp trên, đầu tư chính phủ được ước lượng giống như trong mô hình VQEM; cụ thể phương trình quan hệ như sau:
LOG(IG) = 0,125 LOG(INVGO) + 0,805 LOG(CREPU(-1)) - 0,239 DQUY1
(1,793) (14,192) (-3,312)
- 0,156 DQUY2 - 0,143 INTEOUT(-1)
(-2,484) (-3,739)
R2 = 0,945 ; SE = 0,155 ; DW = 2,091 ; SMPL = 1993.1-2002.4
Theo phương trình, đầu tư chính phủ chịu ảnh hưởng đồng thời của chi ngân sách chính phủ cho đầu tư, tín dụng ngân hàng cho khu vực kinh tế nhà nước và lãi suất cho vay của ngân hàng. Điều này hợp lý vì cấu thành của đầu tư chính phủ gồm phần vốn từ ngân sách và phần vốn do các doanh nghiệp Nhà nước tự đầu tư trong khi phần vốn thứ 2 phụ thuộc vào lãi suất cho vay.
4) Đầu tư của khu vực tư nhân:
Đầu tư của khu vực tư nhân được ước lượng theo đúng phương trình cũ trong mô hình VQEM. Tuy nhiên kết quả không phù hợp. Sau nhiều cải tiến, cuối cùng chúng tôi thu được kết quả chấp nhận được như sau:
LOG(IP) = 0.291 LOG(CREPRI) - 0,030 (INTEOUT-INFLA) + 0,014 GGDP
(16,542) (-2,188) (2,764)
+ 0,164 DQUY1 + 0,162 DQUY2 + 3,319
(2,965) (5,525) (9,773)
R2 = 0,948 ; SE = 0,094 ; DW = 2,279 ; SMPL = 1995.1-2002.4
Chất lượng phương trình trên tốt hơn pương trình cũ. Trong phương trình trên, biến tỷ lệ tăng trưởng GDP (GGDP) tham gia giải thích một phần tiến triển của đầu tư tư nhân; một phần khác được giải thích bởi tăng trưởng tín dụng ngân hàng dành cho khu vực tư nhân và lãi suất cho vay ngắn hạn thực. Nhân tố giá nằm trong biến CREPRI.
Như vậy, khác với phương trình cũ trong đó đầu tư tư nhân phụ thuộc trực tiếp vào lãi suất danh nghĩa; trong phương trình này, đầu tư tư nhân phụ thuộc vào lãi suất thực. Điều này chứng tỏ tính thị trường trong nền kinh tế nước ta đã tăng lên trong 2 năm qua. Mặt khác, phương trình cũng cho thấy trong các quý 1 và 2, đầu tư tư nhân có xu hướng tăng nhanh hơn so với biến động của các chỉ tiêu giải thích bên vế phải.
5) Tiêu dùng cuối cùng của dân cư
Kết quả ước lượng kinh tế lượng cho thấy tiêu dùng cuối cùng của dân cư không chỉ phụ thuộc vào thu nhập sẵn có như trong mô hình lý thuyết được xây dựng dựa trên quan điểm J. M. Keynes mà còn phụ thuộc vào tiêu dùng của dân cư trong quý trước đúng như phân tích của Milton Friedman.
LOG(CONPRI) = 0,106 LOG(GDPCU-REVGO) + 0,825 LOG(CONPRI(-1))
(1,779) (11,573)
+ 0,788 - 0,059 DQUY3
(3,197) (-3,919)
R2 = 0,987 ; SE = 0,035 ; DW = 2,975 ; SMPL = 1993.1-2002.4
Phương trình cũng cho thấy tiêu dùng cuối cùng của dân cư trong quý 3 thường chậm lại so với các quý khác.
6) Tổng thu ngân sách
Tổng thu ngân sách năm 2002 dự báo tỏ ra thấp đáng kể so với số thực tế; điều này đỏi hỏi phải cải tiến mô hình. Phương trình được chọn cuối cùng như sau:
LOG(REVGO) = 0,903 LOG(GDPCU) - 0.042 TIME + 0,001 TIME2
(113,900) (-5,871) (5,984)
R2 = 0,965 ; SE = 0,069 ; DW = 2,223 ; SMPL = 1994.1-2002.4
Chất lượng phương trình mới tương đương với phương trình cũ. Theo phương trình trên, khi tổng sản phẩm quốc dân tăng thêm 1% thì tổng thu ngân sách tăng thêm 0,9%, cao hơn tham số ước lượng cũ là 0,68%; tức là tốc độ tăng của tổng thu ngân sách thấp hơn không nhiều so với tốc độ tăng của tổng sản phẩm quốc dân. do vậy việc đưa thêm biến thời gian có tác dụng điều chỉnh theo khuynh hướng phát triển gần đây nhằm giảm ảnh hưởng của hiện tượng xảy ra trong thời kỳ 1994-2000 khi tỷ lệ thu ngân sách trên GDP có xu hướng giảm dần.
7) Chi ngân sách thường xuyên
Phương trình chi ngân sách thường xuyên được ước lượng đúng như phương trình lý thuyết và như phương trình trong mô hình VQEM với chất lượng rất tốt. Cụ thể như sau:
LOG(EXPPM) = 0,976 LOG(REVGO) - 0,078 DQUY1 - 0,054 DQUY2 – 0,050 DQUY3
(753,998) (-4,483) (-3,018) (-2,806)
R2 = 0,994 ; SE = 0,041 ; DW = 2,098 ; SMPL = 1992.1-2002.4
8) Lạm phát giá hàng tiêu dùng
Ước lượng hàm lạm phát là một trong những bước phức tạp nhất của giai đoạn ước lượng các phương trình trong mô hình. Vì mô hình cũ dự báo lạm phát không được tốt nên chúng tôi đã cải tiến phương trình lạm phát trong mô hình mới. Những nhân tố mới trong mô hình lý thuyết chưa xuất hiện trong môt hình VQEM đã được đưa vào thử nghiệm lại. Kết quả cho thấy vai trò của nhân tố giá nước ngoài đã xuất hiện trong mô hình mới tuy ý nghĩa của nó còn tương đối thấp. Phương trình được chọn như sau:
INFLA = -3,514 + 0,408 EXROW(-2) + 0,100 GGDP(-1)
(-6,286) (5,275) (2,422)
+ 1,988 DQUY1 + 0,231 GM2(-3) + 2,082 INTEIN3 + 0,089 GIMPRI
(5,461) (4,309) (3,387) (2,260)
R2 = 0,822 ; SE = 0,786 ; DW = 1,322 ; SMPL = 1993.1-2002.4
Kết quả cho thấy các biến chính được nêu ra trong mô hình lý thuyết đều đã có mặt trong phương trình xác định tỷ lệ lạm phát. Một số điểm mới trong phương trình là: Thứ nhất, biến tỷ lệ thâm hụt ngân sách đã được đưa ra khỏi mô hình; điều này có thể đã phản ánh đúng việc không phát hành tiền để bù đắp thâm hụt ngân sách. Thứ hai, phương trình mới cho thấy ảnh hưởng của giá nhập khẩu: khi giá nhập khẩu tăng thêm 1% thì giá trong nước tăng thêm 0,09. Thứ ba, so với phương trình trong mô hình VQEM, ảnh hưởng của các nhân tố tỷ giá, cung tiền tệ trong phương trình mới tăng lên trong khi ảnh hưởng của các nhân tố tăng trưởng GDP, lãi suất huy động lại giảm xuống.
9) Chỉ số giá GDP (GDP deflator)
Pương trình xác định chỉ số giá GDP trong mô hình VQEM – 2003 tương tự như trong mô hình VQEM; tuy nhiên chất lượng phương trình mới tốt hơn. Đáng lưu ý là các hệ số trong phương trình mới hầu như không đổi so với phương trình cũ. Phương trình thực nghiệm dưới đây cho thấy khi giá nhập khẩu tăng thêm 1% thì lạm phát giá GDP tăng thêm 0,44% trong điều kiện tỷ giá không đổi; hoặc ngược lại tỷ giá cũng có ảnh hưởng tới giá GDP theo quan hệ định lượng trên nếu như giá nhập khẩu không đổi.
LOG(DEFGDP) = -3,694 + 0,922 LOG(PRICE) + 0,436 LOG(EXRAT*IMPRI/100)
(-11,233) (9,400) (5,933)
R2 = 0,982 ; SE = 0,026 ; DW = 1,968 ; SMPL = 1994.1-2002.4
Ngoài ra, phương trình cũng cho thấy lạm phát giá tiêu dùng vẫn là chỉ tiêu ảnh hưởng mạnh nhất tới lạm phát giá GDP: khi giá tiêu dùng tăng thêm 1% thì giá GDP tăng tới 0,92%. Chính vì vậy việc kiểm soát giá tiêu dùng vẫn là biện pháp cơ bản nhất để ổn định mặt bằng giá chung của toàn nền kinh tế.
10) Hàm cầu tiền tệ M2
Trong mô hình VQEM, chúng tôi đã không xây dựng được hàm cầu tiền tệ. Tuy nhiên, với việc cập nhật số liệu của 2 năm qua, tình hình đã có thay đổi cho phép xác định được hàm cầu tiền tệ cho nền kinh tế nước ta; điều này cũng chứng tỏ tính thị trường của nền kinh tế nước ta đã tăng lên.
Mô hình lý thuyết đòi hỏi phải có ba biến xuất hiện trong phương trình giải thích tổng cầu tiền tệ. Đó là tín dụng cho nền kinh tế, giá trị dự trữ ngoại tệ tính theo nội tệ và lãi suất cho vay, trong đó hệ số của hai biến đầu có dấu dương và hệ số của biến thứ ba có dấu âm. Tuy nhiên, cũng như với mô hình VQEM, khi ước lượng phương trình thực nghiệm, chúng tôi đã không thu được kết quả mong đợi. Phương trình thực nghiệm với đủ ba biến trên như sau:
LOG(M2/PRICE) = 0,340 LOG(CREDO/PRICE) + 0,219 LOG(RESDONG/PRICE)
(3,887) (4,612)
+ 0,563 LOG(M2/PRICE) + 0,130 INTEOUT
(6,473) (4,365)
R2 = 0,998 ; SE = 0,010 ; DW = 1,941 ; SMPL = 1993.1-2002.4
Chất lượng thống kê của từng biến riêng rẽ và của toàn phương trình đều rất tốt nhưng hệ số của biến lãi suất cho vay INTEOUT dương không phù hợp với lý thuyết và thực tế kinh tế nước ta; do vậy không thể sử dụng biến này trong phương trình. Khi loại bỏ biến INTEOUT khỏi phương trình, chúng tôi đã thu được kết quả cần thiết .như sau:
LOG(M2/PRICE) = 0,171 LOG(CREDO/PRICE) + 0,123 LOG(RESDONG/PRICE)
(1,984) (2,502)
+ 0,722 LOG(M2(-1)/PRICE(-1)) + 0,183
(8,140) (1,885)
R2 = 0,997 ; SE = 0,028 ; DW = 2,190 ; SMPL = 1993.1-2002.4
Phương trình trên thoả mãn tất cả các tiêu chuẩn thống kê cần thiết, do đó có thể chấp nhận được. Đặc biệt chất lượng phương trình trên còn cao hơn chất lượng phương trình có chứa biến INTEOUT. Vì phương trình trên có độ tin cậy rất cao nên có thể sử dụng nó làm phương trình dự báo tăng trưởng nhu cầu tiền tệ cho nền kinh tế nước ta.
Theo phương trình, cầu tiền tệ của nền kinh tế nước ta phụ thuộc vào ba nhân tố chính: nhu cầu tín dụng của nền kinh tế, nhu cầu dự trữ tiền tệ và xu hướng tăng nhu cầu trong quá khứ. Cũng theo phương trình, khi cầu tín dụng tăng thêm 1% thì cầu tiền tệ chỉ tăng lên 0,17%; tương tự khi cầu dự trữ tiền tệ tăng thêm 1% thì cầu tiền tệ tăng thêm 0,12%. Đây là những tỷ lệ tăng trưởng tương đối thấp. Ngược lại ảnh hưởng của xu hướng quá khứ lại rất mạnh; điều này chứng tỏ vai trò của các nhân tố cầu đối với cầu tiền tệ dù đã tăng lên so với mô hình cũ nhưng vẫn còn rất yếu và tính thị trường trong lĩnh vực tiền tệ còn rất thấp. Về dài hạn, khi cầu tín dụng tăng lên 1% thì cầu tiền tệ tăng thêm 0,6% và khi cầu dự trữ tiền tệ tăng thêm 1% thì cầu tiền tệ tăng thêm 0,4%; tổng chung là 1%.
11) Xuất khẩu tính theo đô la Mỹ
Quan hệ giữa xuất khẩu và các biến giải thích không thể hiện được bằng hàm logarit vì chất lượng thống kê của các phương trình đều quá thấp, dấu của biến phản ảnh sức cạnh tranh thường âm hoặc giá trị của hệ số quá nhỏ... Vì vậy, dạng hàm tuyến tính đã được sử dụng; quan hệ như sau:
EXUS = 27,836 * QE + 49,96 QE(-1) + 359,9 (EXRAT * EXPRI / PRICE / 1000)
(3,292) (6,178) (6,640)
- 10104,12 - 317,77 DQUY1
(-25,08) (-5,740)
R2 = 0,989 ; SE = 126,38 ; DW = 1,539 ; SMPL = 1994.1-2002.4
Phương trình tương tự như phương trình trong mô hình VQEM, trên thoả mãn tất cả các tiêu chuẩn thống kê, dấu của các hệ số đều phù hợp và các hệ số đều rất có ý nghĩa trong việc giải thích biến động của xuất khẩu. Các hệ số cũng hầu như không thay đổi so với mô hình cũ. Theo phương trình, khi chỉ số GDP trung bình của các nước bạn hàng chính tăng thêm 1 điểm thì xuất khẩu nước ta trong quý đó sẽ tăng thêm 78 triệu đô la; nếu tình hình này xảy ra trong cả 4 quý của năm, làm cho chỉ số GDP năm đó tăng thêm 1 điểm thì xuất khẩu nước ta trong năm sẽ tăng thêm khoảng 310 triệu USD.
Tương tự, tỷ giá cũng có tác động rất đáng kể tới xuất khẩu; nếu tỷ giá đồng Việt nam so đô la Mỹ tăng từ 15000 đồng lên 16000 đồng / USD (6,7%) và tỷ lệ lạm phát không tăng thì xuất khẩu trong quý sẽ tăng thêm 360 triệu USD và cả năm tăng thêm 1,44 tỷ USD. Phương trình cũng cho thấy xuất khẩu quý I thường thấp hơn so với xu thế chung khoảng 318 triệu USD.
Biến kim ngạch nhập khẩu quá khứ được đưa vào phương trình để kiểm tra quan hệ nhân quả "nhập để xuất"; tuy nhiên, biến này không có ý nghĩa trong giải thích tiến triển xuất khẩu, do đó bị loại bỏ khỏi phương trình cuối cùng.
12) Nhập khẩu tính theo đô la Mỹ
Phương trình nhập khẩu được xây dựng theo đúng phương trình nhập khẩu trong mô hình VQEM và dưới dạng hàm logarit; tuy nhiên nếu trong mô hình cũ không có biến nhập khẩu quá khứ thì trong mô hình này, biến này đã có độ giải thích cao và được đưa vào mô hình. Các biến trong phương trình đều có ý nghĩa cao đối với giải thích tiến triển của nhập khẩu. Nhìn chung, các thống kê phản ánh chất lượng của phương trình đều thoả mãn yêu cầu và cao hơn so với mô hình cũ; cụ thể phương trình như sau:
LOG(IMUS) = 0,639 LOG(GDP) - 0,973 LOG(IMPRI*EXRAT/PRICE/1000)
(8,503) (-6,640)
+ 0,204 LOG(EXUS(-1)) + 0,498 LOG(IMUS(-1))
(2,607) (4,546)
R2 = 0,980 ; SE = 0,059 ; DW = 1,549 ; SMPL = 1993.1-2002.4
Theo phương trình, ảnh hưởng của các biến tới nhập khẩu đều rất đáng kể. Khi tổng sản phẩm trong nước tăng thêm 1% thì nhập khẩu tăng thêm 0,64%; khi tỷ giá tăng thêm 1% trong điều kiện chỉ số giá tiêu dùng không đổi thì nhập khẩu giảm tới gần 1%; Khi xuất khẩu tăng thêm 1% thì nhập khẩu quý sau tăng thêm 0,2%; như vậy trong nền kinh tế nước ta tồn tại một quan hệ mạnh giữa xuất và nhập theo chiều đi từ xuất đến nhập, tức là xuất để nhập.
Không có nhận xét nào:
Đăng nhận xét