VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM
CHƯƠNG 3 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN
3.2. Kết quả kiểm định tác động của các kết hợp chính sách đến các biến kinh tế vĩ
3.2.4. Kết quả hồi quy khi biến phụ thuộc là Lạm phát trung bình
So với mô hình phân tích tác động đến biến động lạm phát, mô hình này được đưa thêm vào biến Cú sốc TOT và Biến động lạm phát thay thế cho Lạm phát trung bình. Kết quả ước lượng của mô hình có nhiều điểm tương đồng với mô hình biến động sản lượng.
(2.00) (1.50) (1.00) (0.50) - 0.50 1.00
10 nước 7 nước VN
MI ER
(4.00) (3.00) (2.00) (1.00) - 1.00 2.00
10 nước 7 nước VN
MI FO
(1.50) (1.00) (0.50) - 0.50 1.00 1.50
10 nước 7 nước VN
FO ER
Các biến độc lập
Biến động lạm phát
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3
Toàn mẫu
Nước đang phát
triển
Việt Nam Toàn mẫu
Nước đang phát triển
Việt Nam Toàn mẫu
Nước đang phát
triển
Việt Nam
MI -/ trừ khi IR>50%
- -/ trừ khi IR>108%
- - -/ trừ khi
IR>121%
ER -/ trừ khi IR>43,5
%
-/ trừ khi IR>42%
+/ trừ khi IR>25%
-/ trừ khi IR>25%
-/ trừ khi IR>48%
-/ trừ khi IR>13%
FO -/ trừ khi
IR>33,5
%
+ +/ trừ khi IR>33%
-/ trừ khi IR>29%
+/ trừ khi IR>32%
Để giảm biến động LP
IR<43,5
%
IR<42% 25%<IR<
108%
IR<33,5
%
33%<IR<
121%
IR<25% 32%<IR<
48%
IR<13%
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3
Bảng 3.11: Kết quả hồi quy đối với Lạm phát trung bình
Biến phụ thuộc: Lạm phát trung bình - bình quân ba năm của chỉ số giá tiêu dùng hàng tháng, lấy logarit. Các biến độc lập: MI – chỉ số độc lập tiền tệ; ER – chỉ số ổn định tỷ giá; FO – chỉ số tự do hóa tài chính; Dự trữ ngoại hối ( IR) - tỷ lệ dự trữ ngoại hối/GDP; Khủng hoảng – biến giả khủng hoảng tài chính; FDI – đầu tư trực tiếp thuần/ GDP; FPI – đầu tư gián tiếp thuần/ GDP; Dòng vốn khác – dòng vốn thuần khác/ GDP; Nợ ng n hạn – tỷ lệ nợ ngắn hạn/ tổng nợ; TDS – tổng nợ phải thanh toán (%GNI). hu nhập tương đối - thu nhập thực bình quân đầu người so với Mỹ; Thu nhập tương đối b nh phương - bình phương biến Thu nhập thương đối; Độ mở thương mại - tổng giá trị xuất và nhập khẩu hàng hóa, dịch vụ chia cho GDP; Cú sốc TOT - độ lệch chuẩn ba năm của độ mở thương mại nhân với tăng trưởng TOT; Lạm phát trung bình – trung bình ba năm của chỉ số giá CPI; hính sách tài kh a - đo lường chính sách tài khóa thuận chu kỳ; Biến động M2 - độ lệch chuẩn ba năm của tốc độ tăng trưởng M2; ín ụng tư nh n - tỷ lệ tổng tín dụng tư nhân/ GDP; Khe hổng sản lượng thế giới - tính toán từ số liệu sản lượng thế giới; Cú sốc giá u - log của chỉ số giá dầu chia cho chỉ số giá tiêu dùng thế giới. Thời kỳ nghiên cứu từ năm 2000 đến 2012. Phương pháp hồi quy FGLS. Mô hình hồi quy:
Yit = α0 + α1ITit + α2IRit + α3(ITit x IRit) + α4FCi + EFitB + XitГ + Ziф + ɛit (2.2) Cột (28)(30)(32) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 10 quốc gia Châu Á.
Cột (29)(31)(33) tương ứng với kết quả hồi quy Mô hình 1, 2, 3 cho mẫu 7 quốc gia đang phát triển.
Các biến độc lập
Lạm phát trung bình
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3
(28) (29) (30) (31) (32) (33)
Thu nhập tương đối -0,10306 1,62637 0,23226 2,29618 0,06813 2,10303 (-2,82)*** (1,99)** (2,53)** (2,91)*** (0,74) (2,39)**
Thu nhập tương đối (2) 0,13365 -4,91097 -0,33970 -6,98584 -0,21641 -6,61046 (3,35)*** (-2,16)** (-4,11)*** (-3,12)*** (-2,73)*** (-2,65)***
Cú sốc TOT -0,00704 -0,01693 -0,00709 -0,03355 -0,00962 -0,02336 (-4,00)*** (-1,99)** (-2,23)** (-4,26)*** (-2,80)*** (-2,70)***
Độ mở thương mại 0,00027 0,00059 0,00024 0,00082 0,00028 0,00059 (4,53)*** (2,68)*** (2,34)** (3,02)*** (3,33)*** (2,22)**
Biến động lạm phát 0,00313 0,00854 0,00642 0,01049 0,00554 0,00916 (5,97)*** (3,81)*** (3,18)*** (4,94)*** (2,76)*** (4,13)***
Chính sách tài khóa -0,00074 -0,00067 0,00499 0,01598 0,00603 0,00924 (-0,69) (-0,13) (2,12)** (2,48)** (2,61)*** (1,48) Cú sốc giá dầu 0,59590 0,70597 0,70929 0,72659 0,73571 0,70063
(6,69)*** (8,20)*** (8,57)*** (7,26)*** (9,28)*** (7,26)***
Khe hổng sản lượng TG -0,00002 -0,00003 -0,00002 -0,00003 -0,00002 -0,00003 (-2,74)*** (-7,26)*** (-5,90)*** (-7,15)*** (-7,72)*** (-6,81)***
Biến động M2 -0,00082 -0,00482 -0,00109 -0,00163 -0,00108 -0,00329 (-6,92)*** (-3,73)*** (-4,43)*** (-1,02) (-3,88)*** (-2,25)**
Khủng hoảng 0,08721 0,10314 0,06331 0,11574 0,06539 0,11247
(9,00)*** (4,77)*** (2,51)** (4,17)*** (3,13)*** (4,07)***
Tín dụng tư nhân -0,00023 -0,00065 0,00019 -0,00007 0,00021 -0,00003 (-3,74)*** (-1,64) (1,38) (-0,20) (1,51) (-0,01) Dự trữ (IR) 0,07473 0,15145 -1,00071 -1,61006 -0,90749 -1,07312
(1,92)* (0,67) (-9,10)*** (-7,07)*** (-10,00)*** (-5,00)***
MI 0,07010 0,15477 0,00542 -0,03024
(5,01)*** (2,09)** (0,17) (-0,39)
MIxIR -0,06679 -0,35959 -0,05226 0,44406
(-1,41) (-1,31) (-0,66) (1,71)*
ER 0,10356 0,20860 0,09141 0,08724
(10,26)*** (3,94)*** (3,39)*** (1,70)*
ERxIR -0,19194 -0,59890 -0,35023 -0,38837
(-5,42)*** (-3,20)*** (-4,81)*** (-2,14)**
FO -0,30185 -0,54267 -0,34634 -0,48317
(-7,58)*** (-8,47)*** (-10,23)*** (-7,17)***
Nguồn: tổng hợp từ các kết quả hồi quy; các dấu sao thể hiện mức ý nghĩa của mô hình (*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%); các giá trị trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê z. Sai số chuẩn của các mô hình trên đã khắc phục xong các hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi.
- Thu nhập tương đối: trong hầu hết các trường hợp, các nước có thu nhập tương đối so với Mỹ cao sẽ có mức lạm phát trung bình cao, nhưng bình phương của thu nhập tương đối lại tương quan âm với lạm phát trung bình.
- Cú sốc TOT có tác động làm giảm lạm phát trung bình, trong khi Độ mở thương mại có tác động làm tăng lạm phát trung bình.
- Chính sách tài khóa thuận chu kỳ tác động dương đến lạm phát trung bình ở một số mô hình. Tác động này có thể dễ dàng lý giải trên thực tế rằng khi chi tiêu của chính phủ tăng trong giai đoạn nền kinh tế tăng trưởng, ắt hẳn sẽ làm cho mức lạm phát càng gia tăng.
- Biến động lạm phát, Cú sốc giá dầu và Khủng hoảng làm gia tăng lạm phát trung bình ở tất cả các mô hình. Trong khi đó, Khe hổng sản lượng thế giới và Biến động M2 lại tác động làm giảm lạm phát trung bình.
- Tín dụng tư nhân và dự trữ ngoại hối có tác động làm giảm lạm phát trung bình nhưng không có ý nghĩa thống kê ở tất cả các mô hình.
- Các nguồn tài trợ bên ngoài: trong số các nguồn tài trợ bên ngoài, cả FPI, dòng vốn khác và nợ ngắn hạn đều góp phần làm gia tăng lạm phát, trong khi tổng nợ phải thanh toán (TDS) tác động làm giảm lạm phát không đáng kể. Vốn FDI không cho thấy tác động rõ ràng đến lạm phát trung bình, thể hiện qua các hệ số hồi quy không đồng nhất về dấu và ít có ý nghĩa thống kê.
FOxIR 1,15699 1,78439 1,3934 1,65461
(9,17)*** (8,31)*** (3,45)*** (6,94)***
FDI 0,06433 0,76309 -0,04614 -04769 -0,08462 0,42627
(1,41) (2,43)** (-0,92) (-0,16) (-1,81)* (1,19)
FPI 0,25540 0,49075 0,47241 0,20481 0,53256 0,37642
(5,28)*** (2,49)** (6,68)*** (1,18) (9,14)*** (1,70)*
Dòng vốn khác 0,13959 0,09045 0,13131 0,02729 0,16477 0,08018 (12,39)*** (1,85)* (5,92)*** (0,71) (7,53)*** (1,73)*
Nợ ngắn hạn 0,00280 0,00273 0,00218 0,00036 0,00259 0,00107
(6,62)*** (4,99)*** (5,57)*** (0,56) (8,62)*** (1,64)
TDS -0,00092 -0,00264 -0,00155 0,00057 -0,00114 -0,00017
(-3,23)*** (-1,26) (-2,37)** (0,29) (-1,74)* (-0,07) Const 4,49235*** 4,3424*** 4,78963*** 4,8067*** 4,75469*** 4,7119***
Prob > chi2 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Số quan sát 130 91 130 91 130 91
ác động của các chỉ số MI, ER, FO
- Mức độ độc lập tiền tệ (MI): các quốc gia có chính sách tiền tệ độc lập hơn có xu hướng lạm phát cao hơn. Kết quả này trái ngược với nghiên cứu của Cukierman và cộng sự (1992) nhưng lại phù hợp với các nghiên cứu của Ai enman và cộng sự (2008, 2010). Có thể lý giải mối tương quan dương ở đây là do chính sách tiền tệ độc lập xem như đồng nghĩa với mức độ độc lập cao của ngân hàng trung ương, khiến cho chính sách tiền tệ không nhất quán theo thời gian, vì vậy các quốc gia này thường phải đối mặt với lạm phát cao và luôn hướng đến mục tiêu giảm lạm phát. Ngoài ra, một cách lý giải khác là do các nước độc lập tiền tệ cao có thể tài trợ cho các khoản nợ của họ bằng cách phát hành thêm tiền, làm gia tăng lạm phát. Chính vì vậy, các quốc gia đã hy sinh phần nào chính sách tiền tệ độc lập mà không sợ ảnh hưởng đến lạm phát.
- Mức độ ổn định tỷ giá (ER) cao cũng đi kèm với lạm phát cao ở tất cả các mô hình.
Kết quả này trái ngược với nghiên cứu của Ai enman và cộng sự (2008) nhưng lại tương đồng với Hsing (2013). Kết quả này là do khi thực hiện mục tiêu ổn định tỷ giá, NHTW các nước đã phải can thiệp vào thị trường, không những gây ra lạm phát mà còn làm tăng bất ổn tăng trưởng như đã phân tích. Tuy nhiên, khi kết hợp với dự trữ ngoại hối cao, chính sách tỷ giá ổn định góp phần làm giảm lạm phát. Các hệ số của biến tương tác giữa ER và IR đều âm và có ý nghĩa thống kê cao.
- Mức độ tự do hóa tài chính có tương quan ngược chiều với lạm phát trung bình.
Hsing (2013) cũng cho rằng tự do hóa tài chính và ổn định tỷ giá có tác động ngược chiều đến tỷ lệ lạm phát. Như vậy có nghĩa là mặc dù tự do hóa tài chính làm gia tăng bất ổn trong lạm phát nhưng lại góp phần làm giảm mức độ lạm phát. Tuy nhiên, khi kết hợp với lượng dự trữ ngoại hối lớn thì tự do hóa tài chính không đem lại lợi ích trong việc kiềm chế lạm phát. Biến tương tác giữa độ mở tài chính và dự trữ ngoại hối có tương quan dương với lạm phát ở cả hai mẫu quan sát, tác động mạnh hơn ở nhóm các nước đang phát triển.
3.2.4.2. ác động của các chính sách bộ ba bất khả thi đến ạm phát trung b nh – trường hợp Việt Nam
Kết quả hồi quy mô hình (2.2) khi đưa thêm vào biến tương tác giữa các chỉ số bộ ba bất khả thi và biến giả Việt Nam cho thấy hầu như không có khác biệt về dấu hệ số hồi quy của các biến đối với lạm phát trung bình.
Bảng 3.12: Kết quả hồi quy đối với Lạm phát trung bình (khi có biến giả VN)
Biến phụ thuộc: ạm phát trung b nh - bình quân ba năm của chỉ số giá tiêu dùng hàng tháng, lấy logarit. Các biến độc lập: MI – chỉ số độc lập tiền tệ; ER – chỉ số ổn định tỷ giá; FO – chỉ số tự do hóa tài chính; Dự trữ ngoại hối ( IR) - tỷ lệ dự trữ ngoại hối/GDP; VN – biến giả Việt Nam; hủng hoảng – biến giả khủng hoảng tài chính; FDI – đầu tư trực tiếp thuần/ GDP; FPI – đầu tư gián tiếp thuần/ GDP; Dòng vốn khác – dòng vốn thuần khác/ GDP; Nợ ng n hạn – tỷ lệ nợ ngắn hạn/ tổng nợ; TDS – tổng nợ phải thanh toán (%GNI). hu nhập tương đối - thu nhập thực bình quân đầu người so với Mỹ; hu nhập tương đối b nh phương - bình phương biến Thu nhập thương đối; Độ mở thương mại - tổng giá trị xuất và nhập khẩu hàng hóa, dịch vụ chia cho GDP; ú sốc O - độ lệch chuẩn ba năm của độ mở thương mại nhân với tăng trưởng TOT; hính sách tài kh a - đo lường chính sách tài khóa thuận chu kỳ; Biến động M2 - độ lệch chuẩn ba năm của tốc độ tăng trưởng M2; ín ụng tư nh n - tỷ lệ tổng tín dụng tư nhân/ GDP; ãi suất Mỹ - % thay đổi lãi suất thực ở Mỹ; he hổng sản lượng thế giới - tính toán từ số liệu sản lượng thế giới; ú sốc giá u - log của chỉ số giá dầu chia cho chỉ số giá tiêu dùng thế giới. Thời kỳ nghiên cứu từ năm 2000 đến 2012. Các kết quả hồi quy có được từ mẫu quan sát 10 quốc gia Châu Á bằng phương pháp FGLS. Mô hình hồi quy:
Yit = α0 + α1ITit + α2IRit + α’2IRitxVN + α3(ITit x IRit) + α’3(ITit x IRit xVN)+ α4FCi + EFitB + XitГ + Ziф + ɛit (2.2’)
Các biến độc lập
Lạm phát trung bình
Mô hình 1 Mô hình 2 Mô hình 3
(28) (34) (30) (35) (32) (36)
Thu nhập tương đối -0,10306 0,35618 0,23226 0,43678 0,06813 0,20181 (-2,82)*** (4,13)*** (2,53)** (5,54)*** (0,74) (2,37)**
Thu nhập tương đối (2) 0,13365 -0,21270 -0,33970 -0,47181 -0,21641 -0,31308 (3,35)*** (-3,31)*** (-4,11)*** (-7,32)*** (-2,73)*** (-4,73)***
Cú sốc TOT -0,00704 -0,01255 -0,00709 -0,00676 -0,00962 -0,00757 (-4,00)*** (-2,80)*** (-2,23)** (-2,14)** (-2,80)*** (-1,96)**
Độ mở thương mại 0,00027 -0,00007 0,00024 0,00005 0,00028 0,00021 (4,53)*** (-0,67) (2,34)** (0,56) (3,33)*** (1,84)*
Biến động lạm phát 0,00313 0,01453 0,00642 0,01002 0,00554 0,01209 (5,97)*** (7,84)*** (3,18)*** (6,94)*** (2,76)*** (7,92)***
Chính sách tài khóa -0,00074 0,00102 0,00499 0,00393 0,00603 0,00429 (-0,69) (0,39) (2,12)** (1,87)* (2,61)*** (1,59) Cú sốc giá dầu 0,59590 0,48025 0,70929 0,53451 0,73571 0,57973
(6,69)*** (7,73)*** (8,57)*** (8,20)*** (9,28)*** (9,73)***
Khe hổng sản lượng TG -0,00002 -0,00002 -0,00002 -0,00002 -0,00002 -0,00002 (-2,74)*** (-7,77)*** (-5,90)*** (-7,50)*** (-7,72)*** (-8,26)***
Biến động M2 -0,00082 -0,00158 -0,00109 -0,00102 -0,00108 -0,00112 (-6,92)*** (-3,70)*** (-4,43)*** (-2,65)*** (-3,88)*** (-3,23)***
Khủng hoảng 0,08721 0,07871 0,06331 0,07038 0,06539 0,10127
(9,00)*** (3,99)*** (2,51)** (3,58)*** (3,13)*** (5,46)***
Tín dụng tư nhân -0,00023 -0,00028 0,00019 -0,00006 0,00021 0,00011 (-3,74)*** (-1,79)* (1,38) (-0,04) (1,51) (0,61) Dự trữ (IR) 0,07473 0,14990 -1,00071 -0,64499 -0,90749 -0,65355
(1,92)* (1,90)* (-9,10)*** (-7,14)*** (-10,00)*** (-7,71)***
MI 0,07010 0,14145 0,00542 0,12011
(5,01)*** (3,42)*** (0,17) (3,26)***
MI_VN -0,37881 -0,49806
(-1,58) (-1,95)*
MIxIR -0,06679 -0,24378 -0,05226 -0,22972
(-1,41) (-3,24)*** (-0,66) (-3,73)***
Nguồn: tổng hợp từ các kết quả hồi quy; các dấu sao thể hiện mức ý nghĩa của mô hình (*, **, *** tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%); các giá trị trong dấu ngoặc đơn là giá trị thống kê z. Sai số chuẩn của các mô hình trên đã khắc phục xong các hiện tượng tự tương quan và phương sai thay đổi.
Các biến kiểm soát trong mô hình hồi quy với biến giả Việt Nam đều tương đồng về dấu của hệ số hồi quy so với mô hình hồi quy cho toàn mẫu. Ở phần này, luận án chỉ tập trung phân tích tác động của các chỉ số bộ ba bất khả thi đến lạm phát trung bình trong mô hình hồi quy với biến giả Việt Nam (VN).
- Tác động của độc lập tiền tệ (MI): Độc lập tiền tệ gia tăng có tác động mạnh hơn trong việc làm tăng lạm phát trung bình so với mô hình hồi quy cho toàn mẫu – hệ số tác động từ 0,120 đến 0,141 (mức ý nghĩa thống kê 1%). Trong khi đó biến tương tác MI_VN tác động làm giảm lạm phát trung bình mặc dù chỉ có ý nghĩa thống kê ở mô hình 2. Khi độc lập tiền tệ kết hợp với một sự gia tăng trong dự trữ ngoại hối có tác động làm giảm lạm
MIxIR_VN 1,72796 1,89901
(1,24) (1,35)
ER 0,10356 0,08081 0,09141 0,12807
(10,26)*** (2,34)** (3,39)*** (3,95)***
ER_VN 0,23884 0,63618
(1,66)* (2,24)**
ERxIR -0,19194 -0,13061 -0,35023 -0,36187
(-5,42)*** (-1,71)* (-4,81)*** (-5,26)***
ERxIR_VN -0,85505 -3,95292
(1,35) (-2,74)***
FO -0,30185 -0,25023 -0,34634 -0,26384
(-7,58)*** (-7,70)*** (-10,23)*** (-6,93)***
FO_VN 0,45829 -1,34588
(1,67)* (-2,55)**
FOxIR 1,15699 0,88811 1,3934 1,07248
(9,17)*** (8,74)*** (3,45)*** (9,85)***
FOxIR_VN -0,88839 8,36451
(-0,73) (3,10)***
FDI 0,06433 0,09612 -0,04614 0,07211 -0,08462 -0,00335
(1,41) (1,99)** (-0,92) (2,76)*** (-1,81)* (-0,09)
FPI 0,25540 0,12886 0,47241 0,33229 0,53256 0,32435
(5,28)*** (2,17)** (6,68)*** (7,67)*** (9,14)*** (5,97)***
Dòng vốn khác 0,13959 0,04494 0,13131 0,07559 0,16477 0,07231 (12,39)*** (1,67)* (5,92)*** (3,90)*** (7,53)*** (3,02)***
Nợ ngắn hạn 0,00280 0,00146 0,00218 0,00124 0,00259 0,00148
(6,62)*** (4,35)*** (5,57)*** (3,24)*** (8,62)*** (3,15)***
TDS -0,00092 -0,00198 -0,00155 -0,00197 -0,00114 -0,00078
(-3,23)*** (-3,00)*** (-2,37)** (-3,57)*** (-1,74)* (-1,15) Const 4,49235*** 4,4332*** 4,78963*** 4,6764*** 4,75469*** 4,6484***
Prob > chi2 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000
Số quan sát 130 130 130 130 130 130
phát, với hệ số tác động từ -0,229 đến -0,243 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% (trong mô hình hồi quy cho toàn mẫu, biến tương tác MIxIR không có ý nghĩa thống kê). Với Việt Nam, kết hợp giữa độc lập tiền tệ và dự trữ ngoại hối không tác động có ý nghĩa đến lạm phát trung bình. Như vậy, bảng kết quả cho thấy:
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá (mô hình 1) gia tăng MI sẽ làm tăng lạm phát trung bình theo hệ số chung là 0,141; gia tăng MI kết hợp với tăng dự trữ sẽ làm giảm lạm phát trung bình theo hệ số chung là -0,243. Để tác động xảy ra theo hướng làm giảm lạm phát trung bình, dự trữ ngoại hối cần thiết phải lớn hơn 58%.
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và tự do hóa tài chính (mô hình 2), tổng hệ số tác động của MI đối với lạm phát trung bình là -0,378. Khi độc lập tiền tệ kết hợp với gia tăng dự trữ ngoại hối sẽ làm giảm lạm phát trung bình theo hệ số chung là -0,229. Vì vậy, ở bất kỳ mức dự trữ nào, tác động của độc lập tiền tệ trong trường hợp này luôn làm giảm lạm phát trung bình. Mối tương quan âm giữa độc lập tiền tệ và lạm phát trong trường hợp Việt Nam cũng tương tự như kết quả của Curkieman và cộng sự (1992). Các tác giả lập luận rằng khi NHTW càng độc lập, càng không phải chịu sự chi phối của chính phủ, đặc biệt trong việc in thêm tiền để tài trợ cho thâm hụt ngân sách, hay không phải sử dụng chính sách lãi suất ngược với mục tiêu lạm phát; do đó nước nào có NHTW càng độc lập, lạm phát càng thấp.
- Tác động của ổn định tỷ giá (ER): Trong các mô hình hồi quy, một sự gia tăng mức độ ổn định tỷ giá đều làm tăng lạm phát trung bình, với hệ số tác động từ 0,081 đến 0,128 ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Khi Việt Nam tăng ổn định tỷ giá, hệ số tác động sẽ tăng lên thêm 0,239 hoặc 0,636 (tương ứng với mô hình 1 và 3). Khi ổn định tỷ giá kết hợp với gia tăng dự trữ ngoại hối sẽ có tác động làm giảm lạm phát trung bình, theo các hệ số hồi quy của biến ERxIR từ -0,131 đến -0,362. Với Việt Nam, mức giảm này còn mạnh hơn, nhưng chỉ có ý nghĩa thống kê ở mô hình 3 với hệ số tăng thêm là -3,953. Như vậy:
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và ổn định tỷ giá (mô hình 1), tổng hệ số tác động của ER trong việc làm tăng lạm phát trung bình là 0,319. Khi ổn định tỷ giá kết hợp với gia tăng dự trữ sẽ làm giảm lạm phát trung bình theo hệ số chung là -0,131. Để tác
động xảy ra theo chiều hướng làm giảm lạm phát thì yêu cầu về dự trữ trong trường hợp này là quá lớn mà bất kỳ quốc gia nào cũng khó có thể đạt được.
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính (mô hình 3), tổng hệ số tác động của ER trong việc làm tăng lạm phát trung bình là 0,764. Khi ổn định tỷ giá kết hợp với gia tăng dự trữ, tổng tác động làm giảm lạm phát trung bình của Việt Nam theo hệ số -4,315. Vì vậy chỉ cần dự trữ ngoại hối đạt trên 18%, ổn định tỷ giá vẫn có thể ảnh hưởng làm giảm lạm phát trung bình.
- Tác động của hội nhập tài chính (FO): Hội nhập tài chính gia tăng đem lại những ảnh hưởng tích cực trong việc giảm lạm phát trung bình, các hệ số tác động lần lượt là - 0,250 và -0,264 ở mô hình 2 và 3 với mức ý nghĩa thống kê 1%. Trong khi đó biến tương tác FO_VN có tác động dương ở mô hình 2 và tác động âm ở mô hình 3. Khi hội nhập tài chính đi kèm với gia tăng dự trữ ngoại hối sẽ có tác động làm tăng lạm phát trung bình với các hệ số 0,888 và 1,072. Với Việt Nam, ảnh hưởng của dự trữ mạnh hơn nhiều ở mô hình 3 trong khi không có ý nghĩa ở mô hình 2. Tính toán từ bảng kết quả cho thấy:
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách độc lập tiền tệ và hội nhập tài chính (mô hình 2), tổng hệ số tác động của hội nhập tài chính đến lạm phát trung bình theo hướng làm tăng lạm phát với hệ số 0,208. Tác động này càng cao hơn khi kết hợp với tăng dự trữ ngoại hối theo hệ số chung 0,888.
+ Nếu Việt Nam theo đuổi chính sách ổn định tỷ giá và hội nhập tài chính (mô hình 3), hội nhập tài chính tăng sẽ làm giảm lạm phát trung bình với tổng hệ số -1,609. Nếu kết hợp hội nhập tài chính với gia tăng dự trữ, tổng tác động làm tăng lạm phát trung bình là 9,437. Để tác động chung theo hướng làm giảm lạm phát trung bình, dự trữ ngoại hối không được vượt quá 18%GDP.
Bảng 3.13 trình bày tóm tắt tác động của các chỉ số bộ ba chính sách đến lạm phát trung bình, cùng với ngưỡng dự trữ ngoại hối được tính toán từ các kết quả hồi quy, nhằm mục tiêu giảm lạm phát trung bình: