BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH BÙI THỊ LỆ THỦY PHÂN TÍCH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN LẠM PHÁT VIỆT NAM SỬ DỤNG MÔ HÌNH SVAR VÀ TVP-VAR Chuyên ngành : TÀI CHÍNH - NGÂN HÀNG Mã số : 60340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: PGS.TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG TP HỒ CHÍ MINH – NĂM 2015 MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC BẢNG BIỂU DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ LỜI MỞ ĐẦU CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lý nghiên cứu 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Phương pháp nghiên cứu 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa nghiên cứu 1.6 Bố cục nghiên cứu CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 2.1 Giá dầu thô giới 2.2 Lỗ hổng sản lượng 10 2.3 Thâm hụt ngân sách 16 2.4 Chính sách tiền tệ 21 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 31 3.1 Dữ liệu nghiên cứu 31 3.2 Phương pháp nghiên cứu 31 3.2.1 Những ràng buộc cấu trúc cho mô hình SVAR 32 3.2.2 Mô hình tham số thay đổi theo thời gian với biến động ngẫu nhiên (TVP-VAR) 34 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 39 4.1 Tổng quan biến động lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000-2015 39 4.2 Thống kê mô tả liệu nghiên cứu 44 4.3 Kết thực nghiệm mô hình SVAR 44 4.3.1 Kiểm định tính dừng biến 44 4.3.2 Xác định độ trễ tối ưu 45 4.3.3 Phân tích cú sốc đến lạm phát Việt Nam 49 4.3.4 Phân rã phương sai 51 4.4 Kết thực nghiệm từ mô hình TVP- VAR 53 4.4.1 Biến động ngẫu nhiên biến 53 4.4.2 Phân tích cú sốc đến lạm phát Việt Nam 58 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 62 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC LỜI MỞ ĐẦU Bài nghiên cứu “Phân tích nhân tố tác động đến lạm phát Việt Nam sử dụng mô hình SVAR TVP-VAR” tác giả thực dựa số liệu thu thập theo quý từ Q1/2000 đến Q2/2015 khoảng thời gian lạm phát Việt Nam lên xuống thất thường không ổn định mức hai số, mức số chí xuống 0% Để đạt mục tiêu nghiên cứu kiểm định nhân tố tác động đến lạm phát, tác giả sử dụng mô hình cấu trúc tự hồi quy véctơ (SVAR) mô hình tham số thay đổi theo thời gian với biến động ngẫu nhiên (TVP – VAR) Dựa vào tìm hiểu tham khảo tài liệu nghiên cứu trước đây, tác giả đưa nhóm nhân tố tác động đến lạm phát sau: Giá dầu xem yếu tố bên đại diện cho biến động tình hình kinh tế giới, yếu tố bên triển vọng kinh tế đại diện lỗ hổng sản lượng, sách tài khóa đại diện thâm hụt ngân sách sách tiền tệ đại diện lãi suất tái cấp vốn Kết phân tích hàm phản ứng đẩy mô hình SVAR cho thấy - Lạm phát nước chịu tác động mạnh giá dầu thô giới - Gia tăng lỗ hổng sản lượng làm tăng tỷ lệ lạm phát - Mức độ ảnh hưởng thay đổi lãi suất lên lạm phát nhỏ - Phản ứng lạm phát trước cú sốc từ chi tiêu phủ phức tạp, không theo chiều hướng cụ thể Kết phân tích hàm phản ứng đẩy mô hình (TVP-VAR) cho thấy lạm phát phản ứng chiều với cú sốc giá hàng hóa giới (giá dầu), lỗ hổng sản lượng sách tài khóa Phản ứng ngược chiều cú sốc sách tiền tệ Như hình dạng hàm phản ứng đẩy mô hình SVAR cố định phù hợp với đường trung bình hàm phản ứng đẩy TVP-VAR mức độ Điều cho thấy mô hình tác giả sử dụng vững Nghiên cứu đưa số hàm ý sách tài tiền tệ, ngân sách nhà nước điều hành cung cầu thị trường giúp Chính phủ can thiệp vào kiểm soát lạm phát Từ khóa: lạm phát, SVAR, TVP - VAR CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU 1.1 Lý nghiên cứu Lạm phát vấn đề kinh tế quan tâm hàng đầu nhiều quốc gia giới ảnh hưởng trực tiếp lớn đến tất ngành nghề sản xuất kinh doanh tầng lớp giai cấp xã hội Từ năm 1976 đến nay, Việt Nam trải qua hai giai đoạn phát triển đánh dấu mốc khởi đầu đổi năm 1986: kinh tế chuyển từ kế hoạch hóa tập trung sang kinh tế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa Trong hai giai đoạn (1976-1986; 1986-đến nay), lạm phát quan tâm hàng đầu sách chiến lược phát triển, thời kỳ lạm phát dâng cao cuối thập niên 1970 – nửa đầu thập niên 1980 Từ năm 1995-2007, nước ta 12 năm liền kiềm chế lạm phát số Nhưng từ đầu năm 2008 lạm phát cao quay trở lại tác động tình hình kinh tế giới Dựa số liệu tổng cục thống kê công bố, lạm phát Việt Nam bất ngờ lên hai chữ số đạt đỉnh điểm 19,89% năm 2008, 18,13% năm 2011 Điều dẫn đến nhiều hậu nghiêm trọng thâm hụt thương mại, thâm hụt tài khoản vãng lai mức cao Cụ thể, cán cân vãng lai thâm hụt 10% GDP, cán cân toán thâm hụt khoảng tỷ USD, nhập siêu kéo dài nhiều năm từ 2007 làm dự trữ ngoại hối giảm, tăng nợ công quốc gia Hơn nữa, lạm phát cao khiến cho lãi suất tăng cao số doanh nghiệp phá sản tăng từ 43.000 doanh nghiệp vào năm 2010 lên 79.000 doanh nghiệp năm 2012, đẩy tỷ lệ thất nghiệp gia tăng Do vậy, việc kiềm chế lạm phạt ưu tiên số một, ưu tiên quán Chính phủ Từ năm 2012 đến nay, Chính phủ có nhiều biện pháp thành công để kiềm chế lạm phát, hậu tốc độ tăng trưởng giảm xuống Điều cho thấy, việc tìm hiểu nguyên nhân gây lạm phát để có sách chủ động kiềm chế kiểm soát lạm phát vấn đề tất yếu Đặc biệt tình hình Việt Nam mở rộng giao thương với nhiều nước yếu tố ảnh hưởng đến lạm phát ngày phức tạp Chính lý đó, tác giả thực nghiên cứu “Phân tích nhân tố tác động đến lạm phát Việt Nam sử dụng mô hình SVAR TVP-VAR” 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Nghiên cứu tập trung vào mục tiêu sau: Kiểm định nhân tố vĩ mô tác động đến tình hình lạm phát Việt Nam 1.3 Phương pháp nghiên cứu Phương pháp định tính nhằm tổng hợp lý thuyết liên quan đến yếu tố tác động đến lạm phát Việt Nam Phương pháp nghiên cứu phương pháp định lượng, tác giả sử dụng mô hình cấu trúc tự hồi quy véctơ (SVAR) để phân tích, kiểm định tác động nhân tố vĩ mô đến lạm phát Việt Nam Bên cạnh đó, nhằm củng cố cho kết thu mô hình SVAR, tác giả sử dụng thêm mô hình tham số thay đổi theo thời gian với biến động ngẫu nhiên (TVP-VAR) 1.4 Đối tượng phạm vi nghiên cứu - Đối tượng nghiên cứu: nhân tố vĩ mô tác động đến lạm phát Việt Nam - Phạm vi nghiên cứu: lạm phát Việt Nam giai đoạn quý 1- 2000 đến quý 2015 1.5 Ý nghĩa nghiên cứu Với liệu cập nhật thu thập khoảng thời gian dài, nghiên cứu góp phần hệ thống mặt lý thuyết bổ sung chứng thực nghiệm nhân tố tác động đến lạm phát, từ tìm tính quy luật phổ biến lạm phát Việt Nam Kết nghiên cứu cung cấp chứng thực nghiệm nhân tố vĩ mô tác động đến lạm phát, thông tin hữu ích để phủ, tổ chức cá nhân chủ động có kế hoạch ứng phó với thay đổi lạm phát Đặc biệt nhà hoạch định sách, nghiên cứu công cụ đắc lực để dự đoán lạm phát đo lường tác động lạm phát đến tình hình kinh tế vĩ mô, từ nhà hoạch định chủ động đề biện pháp để kiềm chế lạm phát, đưa sách kịp thời để phủ đạt mục tiêu phát triển kinh tế cụ thể, giúp đất nước tăng trưởng Bên cạnh đó, thông qua việc xác định số nhân tố ảnh hưởng đến lạm phát, nhân tố tác động mạnh nhất, nghiên cứu giúp giải toán làm kiểm soát lạm phát với chi phí thấp thông qua việc tập trung vào nhân tố gây ảnh hưởng lớn 1.6 Bố cục nghiên cứu Luận văn trình bày chương, cụ thể sau: - Chương 1: Giới thiệu đề tài nghiên cứu trình bày: Tổng quan đề tài nghiên cứu bao gồm lý chọn đề tài, mục tiêu nghiên cứu, câu hỏi nghiên cứu, phạm vi nghiên cứu, ý nghĩa nghiên cứu - Chương 2: Cơ sở lý thuyết nghiên cứu trước trình bày: Tổng quan biến động lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000-2015, lý thuyết chứng thực nghiệm nước mối quan hệ biến kinh tế vĩ mô tác động lên lạm phát - Chương 3: Phương pháp nghiên cứu trình bày mô hình nghiên cứu, mô tả biến liệu nghiên cứu - Chương 4: Kết nghiên cứu trình bày phân tích kết nghiên cứu mô hình SVAR TVP VAR - Chương 5: Kết luận CHƯƠNG 2: CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY Có nhiều lý thuyết giải thích nguyên nhân gây lạm phát nhiên hai lý thuyết thường nhắc tới là: Lạm phát cầu kéo lạm phát chi phí đẩy Những nghiên cứu gần lạm phát Việt Nam xoay quanh nhân tố CPI, cung tiền, lãi suất, tỷ giá, sản lượng, giá dầu, giá gạo giới hầu hết sử dụng mô hình VAR VECM Trong nghiên cứu tác giả đưa nhóm nhân tố tác động đến lạm phát sau: Giá dầu xem yếu tố bên đại diện cho biến động tình hình kinh tế giới, yếu tố bên triển vọng kinh tế đại diện lỗ hổng sản lượng, sách tài khóa đại diện thâm hụt ngân sách sách tiền tệ đại diện lãi suất tái cấp vốn Để giải thích tác động yếu tố lên lạm phát, phần tác giả xin trình bày lý thuyết chứng thực nghiệm nghiên cứu nước sau: 2.1 Giá dầu thô giới Dựa vào lý thuyết tiếp cận lạm phát đại theo quan điểm lý thuyết đo lường giá hàng hóa (Theory of Price Determination) cho thấy kinh tế cạnh trạnh, giá hàng hóa định cung cầu, biến động giá hàng hóa biến đổi cung cầu Sự biến động nhân tố cầu dẫn đến lạm phát gọi lạm phát cầu kéo Trong khi, biến động yếu tố cung dẫn đến lạm phát gọi lạm phát chi phí đẩy Giá hàng hóa giới (giá dầu) nhân tố bên cung nên có cú sốc từ giá hàng hóa giới tạo lạm phát chi phí đẩy vừa mặt hàng tiêu dùng cuối cùng, vừa mặt hàng trung gian cho trình sản xuất nên giá xăng dầu biến động tác động trực tiếp gián tiếp đến kinh tế Việt Nam Tác động biến động giá dầu tới lạm phát thể hình 2.1 Với AD: Tổng cầu; AS: Tổng cung, Y: sản lượng thực tế; Y* sản lượng tiềm năng, P: mức giá chung Hình 2.1: Lạm phát chi phí đẩy (Nguồn: Phan Nữ Thanh Thủy Trần Nguyễn Ngọc Anh Thư, 2013 Kinh tế vĩ mô In tái lần Hà Nội: Nhà xuất Thống kê) Giả sử sản lượng thực đạt sản lượng tiềm Y*, chi phí sản xuất tăng (giá dầu tăng) làm hạn chế khả sản xuất doanh nghiệp, đường cung bị đẩy sang trái Việc giảm cung từ AS0 đến AS1, làm giá tăng từ P0 lên P1 sản lượng giảm từ Y* xuống Y1 Theo lý thuyết kinh tế học đại, để đảm bảo cung cầu loại hàng hóa kể lượng, hầu hết quốc gia thông qua hoạt động thị trường Tuy nhiên, thị trường lượng dầu khí giới thường có vấn đề trị, độc quyền, có can thiệp phủ nước giới Ngoài dầu khí nguồn lượng quan trọng, đầu vào thiếu hoạt động kinh tế, nên vấn đề định giá bán, trợ cấp thuế đánh vào xăng dầu mối quan tâm hầu hết phủ quốc gia Do giá dầu giới biến động ảnh hưởng đến biến số vĩ mô khác Giá dầu giới tăng cao, ảnh hưởng đến chi phí sản xuất nước, ảnh hưởng đến mặt giá chung tạo lạm phát, ảnh hưởng tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế, làm cho thị trường bị gián đoạn Những nghiên cứu thấy cú sốc giá dầu Phụ lục 1.1 Kiểm định tính dừng: Kiểm định tính dừng biến lạm phát level: Null Hypothesis: R has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -2.358121 -3.542097 -2.910019 -2.592645 0.1578 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.000819 0.001323 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(R) Method: Least Squares Sample (adjusted): 2000Q2 2015Q2 Included observations: 61 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob R(-1) C -0.110853 0.008857 0.056970 0.005695 -1.945830 1.555341 0.0564 0.1252 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.060304 0.044377 0.029100 0.049960 130.2205 3.786256 0.056444 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.000477 0.029768 -4.203951 -4.134742 -4.176828 0.763903 1.2 Kiểm định tính dừng biến lạm phát sai phân bậc 1: Null Hypothesis: D(R) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -3.039135 -3.544063 -2.910860 -2.593090 0.0369 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.000563 0.000211 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(R,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 2000Q3 2015Q2 Included observations: 60 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(R(-1)) C -0.397064 0.000283 0.104708 0.003117 -3.792118 0.090766 0.0004 0.9280 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic 0.198675 0.184859 0.024143 0.033808 139.3056 14.38016 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 9.50E-05 0.026741 -4.576852 -4.507040 -4.549545 1.414463 1.3 Kiểm định tính dừng biến giá dầu level: Null Hypothesis: G has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -6.351159 -3.542097 -2.910019 -2.592645 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.022058 0.011563 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(G) Method: Least Squares Sample (adjusted): 2000Q2 2015Q2 Included observations: 61 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob G(-1) C -0.843634 0.021245 0.130559 0.019531 -6.461700 1.087774 0.0000 0.2811 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.414413 0.404488 0.151014 1.345512 29.77477 41.75357 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.003426 0.195692 -0.910648 -0.841439 -0.883525 1.864399 1.4 Kiểm định tính dừng biến lỗ hổng sản lượng level: Null Hypothesis: GAP has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -6.938666 -3.542097 -2.910019 -2.592645 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.000151 0.000155 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(GAP) Method: Least Squares Sample (adjusted): 2000Q2 2015Q2 Included observations: 61 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GAP(-1) C -0.894427 0.000164 0.129103 0.001602 -6.928035 0.102136 0.0000 0.9190 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.448586 0.439240 0.012512 0.009237 181.7048 47.99768 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.000238 0.016709 -5.891962 -5.822753 -5.864839 1.946716 1.5 Kiểm định tính dừng biến sách tài khóa level: Null Hypothesis: F has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -1.660460 -3.542097 -2.910019 -2.592645 0.4460 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 5.24E-05 0.000133 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(F) Method: Least Squares Sample (adjusted): 2000Q2 2015Q2 Included observations: 61 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob F(-1) C -0.036261 -0.001543 0.034753 0.001670 -1.043403 -0.924340 0.3010 0.3591 0.018118 0.001476 0.007360 0.003196 214.0712 1.088690 0.301018 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) -0.000105 0.007366 -6.953154 -6.883945 -6.926031 0.359237 1.6 Kiểm định tính dừng biến sách tài khóa sai phân bậc 1: Null Hypothesis: D(F) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -3.103187 -3.544063 -2.910860 -2.593090 0.0316 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 1.80E-05 3.15E-05 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(F,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 2000Q3 2015Q2 Included observations: 60 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(F(-1)) C -0.183664 1.80E-05 0.075552 0.000556 -2.430949 0.032424 0.0182 0.9742 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.092467 0.076820 0.004310 0.001077 242.6876 5.909515 0.018171 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 3.46E-05 0.004486 -8.022920 -7.953109 -7.995613 0.488314 1.7 Kiềm định tính dừng biến sách tiền tệ level: Null Hypothesis: I has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -2.339956 -3.542097 -2.910019 -2.592645 0.1631 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.000197 0.000253 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(I) Method: Least Squares Sample (adjusted): 2000Q2 2015Q2 Included observations: 61 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob I(-1) C -0.137368 0.010249 0.065540 0.005184 -2.095957 1.977128 0.0404 0.0527 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.069298 0.053524 0.014278 0.012027 173.6545 4.393036 0.040385 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 8.20E-05 0.014676 -5.628018 -5.558809 -5.600894 1.383054 1.8 Kiểm định tính dừng biến sách tiền tệ sai phân bậc 1: Null Hypothesis: D(I) has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -5.597427 -3.544063 -2.910860 -2.593090 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.000200 0.000102 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(I,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 2000Q3 2015Q2 Included observations: 60 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob D(I(-1)) C -0.736811 0.000161 0.126479 0.001856 -5.825561 0.086952 0.0000 0.9310 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.369134 0.358257 0.014378 0.011990 170.4049 33.93716 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.000100 0.017948 -5.613495 -5.543684 -5.586188 1.819877 Thống kê mô tả liệu nghiên cứu Sample: 2000Q1 2015Q2 F G GAP I R 0.039712 0.041451 0.097033 -0.013352 0.027121 0.046173 2.415354 0.024392 0.032067 0.361541 -0.576463 0.150317 -0.960316 5.987018 7.33E-06 0.000322 0.032212 -0.054776 0.012429 -1.348523 8.596498 0.073871 0.065000 0.150000 0.048000 0.027916 1.611401 4.692251 0.074539 0.066650 0.278600 -0.024100 0.065929 1.200663 4.463202 Jarque-Bera Probability 0.905042 0.636023 32.57869 0.000000 99.70335 0.000000 34.22959 0.000000 20.42726 0.000037 Sum Sum Sq Dev 2.462143 0.044869 1.512297 1.378316 0.000455 0.009424 4.580000 0.047537 4.621400 0.265141 Observations 62 62 62 62 62 Mean Median Maximum Minimum Std Dev Skewness Kurtosis Xác định độ trễ tối ưu: VAR Lag Order Selection Criteria Endogenous variables: G R GAP F I Exogenous variables: C Sample: 2000Q1 2015Q2 Included observations: 57 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 554.9671 724.8487 817.2051 877.7228 932.7630 972.0025 NA 303.9987 149.0664 87.06056 69.52447 42.68161* 2.86e-15 1.78e-17 1.71e-18 5.19e-19 2.01e-19 1.46e-19* -19.29709 -24.38066 -26.74404 -27.99027 -29.04432 -29.54395* -19.11788 -23.30537 -24.77267 -25.12283 -25.28080* -24.88436 -19.22744 -23.96276 -25.97790 -26.87589 -27.58169 -27.73307* * Chỉ độ trễ chọn dựa vào giá trị tới hạn LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion Kiềm định tự tương quan phần dư: VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Sample: 2000Q1 2015Q2 Included observations: 57 Lags LM-Stat Prob 10 11 12 29.79388 20.52793 30.47283 69.61478 32.38146 20.93070 14.88633 61.44978 47.95358 26.61737 43.00046 47.43645 0.2321 0.7186 0.2071 0.0000 0.1473 0.6965 0.9440 0.0001 0.0038 0.3753 0.0140 0.0044 Probs from chi-square with 25 df Kiềm định phương sai thay đổi VAR Residual Heteroskedasticity Tests: No Cross Terms (only levels and squares) Sample: 2000Q1 2015Q2 Included observations: 57 Joint test: Chi-sq df Prob 782.8823 750 0.1965 Individual components: Dependent R-squared F(50,6) Prob Chi-sq(50) Prob res1*res1 res2*res2 res3*res3 res4*res4 res5*res5 res2*res1 res3*res1 res3*res2 res4*res1 res4*res2 res4*res3 res5*res1 res5*res2 res5*res3 res5*res4 0.950681 0.942470 0.952935 0.881313 0.912611 0.956908 0.924171 0.938421 0.916599 0.803032 0.957777 0.937878 0.888176 0.908096 0.874828 2.313150 1.965863 2.429679 0.891064 1.253167 2.664719 1.462509 1.828714 1.318829 0.489237 2.722041 1.811676 0.953110 1.185704 0.838679 0.1462 0.2011 0.1321 0.6369 0.4239 0.1087 0.3365 0.2300 0.3940 0.9230 0.1038 0.2339 0.5946 0.4573 0.6743 54.18883 53.72078 54.31731 50.23485 52.01882 54.54374 52.67775 53.48999 52.24613 45.77285 54.59328 53.45903 50.62600 51.76145 49.86518 0.3177 0.3338 0.3134 0.4641 0.3952 0.3059 0.3709 0.3418 0.3867 0.6436 0.3043 0.3429 0.4487 0.4049 0.4788 Kết mô hình SVAR Structural VAR Estimates Sample (adjusted): 2001Q2 2015Q2 Included observations: 57 after adjustments Estimation method: method of scoring (analytic derivatives) Convergence achieved after iterations Structural VAR is just-identified Model: Ae = Bu where E[uu']=I Restriction Type: short-run pattern matrix A= 0 C(1) C(2) C(5) C(3) C(6) C(8) C(4) C(7) C(9) B= C(11) 0 C(12) 0 C(13) 0 0 0 C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) C(7) C(8) C(9) C(10) C(11) C(12) C(13) C(14) C(15) Log likelihood Estimated A matrix: 1.000000 -0.077852 -0.041477 -0.002042 -0.019755 Estimated B matrix: 0.124021 0 C(10) 0 0 0 C(14) 0 0 C(15) Coefficient Std Error z-Statistic Prob -0.077852 -0.041477 -0.002042 -0.019755 -0.024056 0.002146 -0.218865 0.013246 0.128996 5.588597 0.124021 0.013734 0.010974 0.001064 0.007510 0.014667 0.014327 0.001488 0.010673 0.105840 0.010266 0.072490 0.012841 0.091484 0.934950 0.011616 0.001286 0.001028 9.96E-05 0.000703 -5.307831 -2.895022 -1.372542 -1.851019 -0.227288 0.209031 -3.019229 1.031498 1.410036 5.977432 10.67708 10.67708 10.67708 10.67708 10.67708 0.0000 0.0038 0.1699 0.0642 0.8202 0.8344 0.0025 0.3023 0.1585 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.000000 1.000000 -0.024056 0.002146 -0.218865 0.000000 0.000000 1.000000 0.013246 0.128996 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 5.588597 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 1.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 885.2109 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.013734 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.010974 0.000000 0.000000 Các hàm phản ứng mô hình SVAR 0.000000 0.000000 0.001064 0.000000 0.000000 0.000000 0.000000 0.007510 Phân rã phương sai Variance Decomposition of R: Period S.E 10 11 12 13 14 15 0.016788 0.030479 0.044045 0.056670 0.063045 0.068021 0.072358 0.074762 0.075547 0.075897 0.076379 0.076867 0.077206 0.077693 0.078260 G R GAP F I 33.07744 49.92216 58.93209 59.06106 52.75821 45.39643 40.31064 37.82107 37.14219 37.00517 36.69249 36.30891 36.29777 36.95138 37.59341 66.92256 49.04930 34.07419 23.92901 19.80873 17.06174 15.13825 14.27724 14.05101 14.06964 14.02068 13.87109 13.75633 13.68001 13.70184 0.000000 0.457608 4.706409 13.69564 22.36324 28.36385 29.49601 29.47661 30.15903 30.29823 29.92064 29.68419 29.55914 29.19110 28.79011 0.000000 0.558359 1.177483 0.794277 1.453704 4.796159 10.94245 14.57185 14.85600 14.82312 15.59662 16.41050 16.67540 16.51065 16.27244 0.000000 0.012569 1.109830 2.520018 3.616112 4.381817 4.112652 3.853231 3.791773 3.803841 3.769561 3.725309 3.711361 3.666860 3.642209 Biến động ngẫu nhiên biến: giá dầu (g), lỗ hổng sản lượng (d), sách tài khóa (f), sách tiền tệ (i), lạm phát (r) 10 Các hàm phản ứng mô hình TVP –VAR: ... lượng, tác giả sử dụng mô hình cấu trúc tự hồi quy véctơ (SVAR) để phân tích, kiểm định tác động nhân tố vĩ mô đến lạm phát Việt Nam Bên cạnh đó, nhằm củng cố cho kết thu mô hình SVAR, tác giả sử dụng. .. đó, tác giả thực nghiên cứu Phân tích nhân tố tác động đến lạm phát Việt Nam sử dụng mô hình SVAR TVP-VAR 1.2 Mục tiêu nghiên cứu Nghiên cứu tập trung vào mục tiêu sau: Kiểm định nhân tố vĩ mô. .. sốc đến lạm phát Việt Nam 58 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 62 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC LỜI MỞ ĐẦU Bài nghiên cứu Phân tích nhân tố tác động đến lạm phát Việt Nam sử dụng mô hình SVAR TVP-VAR