Trước khi tiến hành ước lượng mô hình cần phải xem xét những vấn đề sau đây. Đầu tiên, thời kì mẫu phải đủ dài để phản ánh đủ sự thay đổi của lạm phát, sản lượng và EFCI. Phân tích hình 2.3 có thể kết luận rằng chênh lệch sản lượng thể hiện sự thay đổi cần thiết tại nền kinh tế Việt Nam, lạm phát trong giai đoạn này biến động rất lớn nên việc xem xét phân tích yếu tố lãi suất phản ứng đối với lạm phát cũng cần được nghiên cứu kĩ. EFCI biến động ở mức thấp cũng đòi hỏi sự xem xét kĩ lưỡng kết quả của các biến này một cách chi tiết. Thứ hai, các biến phải dừng khi ước lượng mô hình..
Trong phân tích dữ liệu chuỗi thời gian, một mô hình được đánh giá tốt và tin cậy khi được phân tích dựa trên dữ liệu dừng. Gujarati (2003) một chuỗi thời gian dừng là khi giá trị trung bình, phương sai, hiệp phương sai tại các độ trễ khác nhau giữ nguyên không đổi trong bất kì thời điểm nào. Kiểm định nghiệm đơn vị và tính dừng đối với các biến trong bài nghiên cứu được trình bày trong Bảng 4, Bảng 5 và Bảng 6. Các nghiên cứu gần đây đã chỉ rằng các kiểm định nghiệm đơn vị và tính dừng cho các kết quả tin cậy, ví dụ kiểm định ADF, kiểm định NP và kiểm định KPSS. Bên cạnh kiểm định nghiệm đơn vị thông thường là ADF, bài nghiên cứu còn sử dụng thêm kiểm định NP và kiểm định KPSS. Peterson (2007) cho rằng kiểm định NP phù hợp với kích thước lớn và kiểm định KPSS cho tính vững của kết quả kiểm định. Granger và Terasvirta (1993) chỉ ra rằng trước khi sử dụng các mô hình phi tuyến, nhất thiết phải thực hiện các kiểm định về sự tồn tại của tính tuyến tính. Hơn nữa, trước khi thực hiện kiểm định tuyến tính và mô hình STAR, chuỗi thời gian bắt buộc phải là chuỗi dừng. Bảng 4 và bảng 5 trình bày các kết quả chi tiết của kiểm định NP và KPSS.
Bảng 4: Kết quả kiểm định NP các biến
Series H0: Unit
root 1% 5% 10%
Reject H0 Real_Lending_rate 1.7900 1.78 3.17 4.45
Decision at 5%
No
Inflation 1.5673 1.78 3.17 4.45 No
Output_gap 2.9880 1.78 3.17 4.45 No
M2_growth_rate 0.7720 1.78 3.17 4.45 No
FCI 5.6231 1.78 3.17 4.45 Yes
EFCI 4.7778 1.78 3.17 4.45 Yes
Reer_Gap 3.7501 1.78 3.17 4.45 Yes
Real_Stock_gap 3.7501 1.78 3.17 4.45 Yes
Credit_Spread 2.6499 1.78 3.17 4.45 No
Tearm_spread 2.0584 1.78 3.17 4.45 No
Us_outputgap 1.3080 1.78 3.17 4.45 No
Kết quả ở bảng 4 cho thấy hầu hết các biến đều không thể bác bỏ giả thiết H0: Có nghiệm đơn vị tại mức ý nghĩa 5%, trừ các biến FCI, EFCI, Reer_Gap, Real_stock_gap. Hay nói cách khác, 4 biến trên là các chuỗi dừng. Để xác định vững chắc của tính dừng, bài nghiên cứu tiếp tục xem xét kiểm định KPSS. Bảng 5, cho các kết quả khá đồng đều khi tất cả các chuỗi đều không thể bác bỏ giả thiết H0, tức là các chuỗi đều có tính dừng.
Bảng 5: Kết quả kiểm định KPSS
Series H0:
Stationary 1.0% 5.0% 10.0% Reject H0
Real_Lending_rate 0.012 0.739 0.463 0.347
Decision at 5%
No
Inflation 0.123 0.739 0.463 0.347 No
Output_gap -0.001 0.739 0.463 0.347 No
M2_growth_rate 0.017 0.739 0.463 0.347 No
FCI -0.450 0.739 0.463 0.347 No
EFCI -0.012 0.739 0.463 0.347 No
Reer_Gap -0.006 0.739 0.463 0.347 No
Real_Stock_gap -0.071 0.739 0.463 0.347 No
Credit_Spread 0.027 0.739 0.463 0.347 No
Tearm_spread 0.006 0.739 0.463 0.347 No
Us_outputgap -0.004 0.739 0.463 0.347 No
Như vậy với ba kiểm định nghiệm đơn vị khác nhau bao gồm Dickey &
Fuller (1979), Ng & Perron (2011) và kết quả KPSS (1992) thì kết quả là tất cả các biến đều dừng ở mức ý nghĩa cao.
Bảng 6: Kiểm định tính dừng của các biến
Việt Nam
DF NP KPSS
Real_Lending_rate -0.059 ** 1.790 *** 0.012 ***
Inflation -0.046 *** 1.567 0.123 ***
Output_gap -0.811 *** 2.988 *** -0.001 ***
M2_growth_rate -1.233 *** 0.772 0.017 ***
FCI -0.063 * 5.623 -0.450 ***
EFCI -0.715 *** 4.778 -0.012 ***
Reer_Gap -0.092 * 3.750 -0.006 ***
Real_Stock_gap -0.057 * 3.750 -0.071 ***
Credit_Spread -0.145 ** 2.650 *** 0.027 ***
Tearm_spread -0.196 *** 2.058 *** 0.006 ***
Us_outputgap -0.052 ** 1.308 -0.004 ***
***, **, * lần lượt dừng tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Kết quả ước lượng quy tắc Taylor đối với Việt Nam trong thời kì từ tháng 1/
2008 đến tháng 12/2013 được trình bày trong Bảng 9. Thống kê t nằm trong dấu ngoặc, đối với mỗi hồi quy tác giả tính toán ước lượng mức lạm phát tuyệt đối theo đuổi (π*). R2 hiệu chỉnh, thống kê Durbin – Watson (DW) đối với sự tự tương quan và Schwartz Bayesian Information Criterion (SBIC) để kiểm định tính phù hợp của mô hình.
Cột thứ nhất của bảng 9 thể hiện kết quả của quy tắc Taylor trên tinh thần của Taylor (1993) tức là quy tắc Taylor cơ bản bằng phương pháp OLS theo phương trình.
Kết quả cho thấy dù ước lượng có ý nghĩa thống kê đối với biến lạm phát tuy nhiên đối với biến chênh lệch sản lượng thì kết quả lại không có ý nghĩa thống kê, ngoài ra kết quả cho thấy mức độ giải thích của mô hình này không cao (Adj R2 = 0.593) . Điều này có nghĩa là chính sách tiền tệ của Việt Nam không thể được mô tả bằng quy luật tuyến tính Taylor cơ bản giống như kết quả của Nguyễn Thị Hương Liên (2010) & Vũ Xuân Hòa (2012). Do đó, chúng tôi tiếp tục tiến hành ước lượng quy luật Taylor cải tiến đối với Việt Nam bằng phương pháp GMM.
Đi theo hướng nghiên cứu Castro (2011), bộ biến công cụ sử dụng trong mô hình bao gồm một hằng số và độ trễ 1-6, 9, 12 của Inflation, OutpGap, Yield10yr và M2. Bảng 5 thể hiện các biến công cụ mà tác giả sử dụng trong bài nghiên cứu và độ trễ của các biến công cụ. Các kết quả hồi quy bằng mô hình GMM theo phương trình (7) được trình bày ở Bảng 9, tuy nhiên như đã nói do các hệ số
ít có ý nghĩa nghiên cứu, ta sử dụng phương pháp Delta để tìm các ước lượng của các hệ số .
Bảng 7: Biến công cụ
Biến công cụ Độ trễ
Inflation 1-6, 9, 12
OutputGap 1-6, 9, 12
Yield10yr 1-6, 9, 12
M2 1-6, 9, 12
Để xác định tính thích hợp của bộ biến công cụ này, tác giả sử dụng kiểm định Hansen 1982), bao gồm thống kê J của Hansen và giá trị p-value tương ứng.
Giá trị p-value của kiểm định Hansen ở các cột (2) đến cột (7) đều lớn, xấp xỉ 1, như vậy các biến công cụ được sử dụng là phù hợp.
Kết quả đối với ước lượng quy tắc Taylor cải tiến được trình bày trong cột 2 thể hiện sự phản ứng tự đáp của ngân hàng Trung ương đối với lạm phát: lạm phát kì vọng gia tăng 1 điểm phần trăm so với mức mục tiêu gây ra sự gia tăng lãi suất chính sách thấp hơn 1% vì hệ số của biến lạm phát nhỏ hơn 1. Chức năng phản ứng của lạm phát đối với lãi suất chậm trong trường hợp này. Cùng với đó, ngân hàng Trung ương phản ứng ít đối với chu kì kinh doanh. Điều này có nghĩa ngân hàng Trung ương hi sinh mục tiêu tăng trưởng kinh tế và tập trung và mục tiêu lạm phát hơn, điều này xác nhận giống với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Hương Liên (2010) về chính sách tiền tệ của Việt Nam.
Tiếp theo, tác giả mở rộng mô hình cơ sở bằng cách xem xét một số yếu tố khác mà Ngân hàng Trung ương có thể đưa vào khi xác định lãi suất. Theo quy tắc hoạt động tiền tệ, Ngân hàng Trung ương nên nhắm đến mục tiêu tăng trưởng cung
tiền M2 vì thế tác giả quyết định thêm vào biến tăng trưởng cung tiền M2. Kết quả cho thấy cung tiền M2 có tác động thuận chiều và có ý nghĩa thống kê lên lãi suất (cột số 3), mức lạm phát mục tiêu đạt 14.01%.
Tóm lại, tại Việt Nam vẫn chưa sử dụng chính sách lạm phát mục tiêu cố định nên khó có thể kết luận kết quả này chênh lệch như thế nào so với mức mục tiêu lạm phát mà Ngân hàng Trung ương nhắm đến. Hơn nữa, dữ liệu trình bày trong hình 2.1 cho thấy trong giai đoạn từ tháng 1/2008 đến tháng 12/2013, chỉ số lạm phát của Việt Nam dao động mạnh trong khoảng từ 3- 31% và ổn định xung quanh 5.5% từ tháng 12/2012 đến nay. Trong khi đó mức lạm phát mục tiêu của ngân hàng Trung ương dao động trong khoảng từ 12.1% – 16.92% (không kể hồi quy số 5).
Tác giả tiến hành thêm các chỉ số điều kiện tài chính vào phương trình chính sách tiền tệ thì thu được một kết quả khá thú vị: kết quả cho thấy khi xác định lãi suất Ngân hàng Trung ương không chỉ nhắm đến lạm phát và biến vĩ mô kinh tế mà còn phản ứng với các điều kiện tài chính. Các bằng chứng thực nghiệm được trình bày trong các cột số 4 trong Bảng 9 cho thấy sự ảnh hưởng của các chỉ điều kiện tài chính đối với chính sách tiền tệ của Việt Nam khi có sự gia tăng lãi suất. Cụ thể, 1%
tăng trong chỉ số tài chính được phát triển trong nghiên cứu này làm cho lãi suất tăng xấp xỉ 0.139%. Bởi vì chỉ số này chứa thông tin bổ sung có giá trị, liên quan đến triển vọng phát triển của nền kinh tế và áp lực lạm phát tương lai, phản ứng với các điều kiện tài chính là một cách để Ngân hàng Trung ương gián tiếp nhắm đến lạm phát mục tiêu và tránh sự mất cân bằng tài chính có thể gây bất ổn định kinh tế.
Đây là kết quả nổi bật cung cấp bằng chứng cho thấy Việt Nam không chỉ cố gắng để ổn định tiền tệ, mà còn đang cố gắng để thúc đẩy yêu cầu ổn định tài chính.
Bên cạnh biến FCI, tác giả cũng đã xây dựng và đưa vào mô hình biến EFCI biến mở rộng của biến FCI bằng cách sử dụng thuật toán Kalman. Kết quả ước lượng cho thấy ngân hàng Trung ương phản ứng khá mạnh đối với tình trạng tài chính. Biến EFCI phản ánh những tình trạng tài chính khi chỉ số này tăng lên 1% thì lãi suất tăng lên 1.1%.
Như đã đề cập trong phần trước, có rất nhiều bài nghiên cứu tranh luận về việc liệu Ngân hàng Trung ương có nên nhắm đến các biến tài chính. Bài nghiên
cứu này cung cấp một số bằng chứng bao gồm các thông tin chứa trong các biến của quy tắc tiền tệ.
Nhìn chung, các nghiên cứu trước đây giải quyết vấn đề này bằng cách đưa từng giá tài sản hoặc biến tài chính độc lập vào mô hình mà không quan tâm đến mối tương quan của mỗi biến ở từng thời điểm cụ thể. Tác giả khắc phục vấn đề đó bằng cách đưa tất cả các thông tin được cung cấp bởi các biến vào trong cùng một chỉ số. Điều này cũng tránh vấn đề đa cộng tuyến có thể tổn tại do sự tồn tại của tất cả các biến cùng một lúc trong một hồi quy đơn. Tuy nhiên, để có thể so sánh trực tiếp với các nghiên cứu khác, cột số 5 cung cấp các kết quả hồi quy của các thành phần trong FCI. Kết quả cho thấy hệ số của tất cả các biến đều có ý nghĩa thống kê.
Như đã đề cập ở trên, các mô hình từ 2 - 7 đều có mức Adj R2 lớn hơn hơn mô hình OLS căn bản (1). Hiện tượng tự tương quan thường xuất hiện đối với chuỗi thời gian cũng được khắc phục trong các mô hình GMM, cột 2 – 7, trái ngược với mô hình OLS căn bản, mô hình 1, với thống kê Durbin-Watson xấp xỉ 2. Tuy nhiên, thống kê SBIC cho giá trị khá lớn đối với các mô hình GMM, điều này có thể giải thích do số lượng các biến tham gia vào mô hình hơn so với mô hình OLS đơn giản.
Một vấn đề đáng quan tâm trong nghiên cứu này là ngoài việc phản ứng với chu kỳ kinh tế của Việt Nam, Ngân hàng Trung ương có phản ứng lại các điều kiện kinh tế quốc tế hay không. Để tìm câu trả lời, tác giả sử dụng biến chênh lệch sản lượng của Mỹ được sử dụng một đại diện cho chu kỳ kinh tế thế giới. Kết quả cho thấy Ngân hàng Trung ương sẽ đưa vào xem xét tình hình hiện tại của nền kinh tế toàn cầu khi thiết lập về lãi suất. Trong nền kinh tế mở toàn cầu, khi kinh tế toàn cầu tăng trưởng cao hơn (hay thấp hơn) trên (hay dưới) mức tiềm năng, thì Ngân hàng Trung ương lại thiết lập một mức lãi suất cao hơn (hay cao hơn) do tính chất khủng hoảng kinh tế toàn cầu tuy nhiên tốc độ thay đổi sẽ không cao hơn so với mức thay đổi của nền kinh tế thế giới.
Dưới đây là các kết quả chạy hồi quy thô trước khi ra được Bảng 9. Đầu tiên tác giả hồi quy thô OLS theo quy tắc Taylor cơ bản, sau đó thực hiện lần lượt hồi quy GMM cho 6 mô hình còn lại theo quy tắc Taylor cải tiến.
Kết quả hồi quy thô mô hình 1, Hồi quy OLS theo quy tắc Taylor cơ bản
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.048340 0.005600 8.632861 0.0000
INFLATION(-1) 0.264066 0.039001 6.770788 0.0000
OUTPUTGAP(-1) 0.632463 0.272697 2.319287 0.0234
R-squared 0.435927 Mean dependent var 0.080563
Adjusted R-squared 0.419337 S.D. dependent var 0.031220 S.E. of regression 0.023790 Akaike info criterion -4.597776 Sum squared resid 0.038485 Schwarz criterion -4.502170 Log likelihood 166.2211 Hannan-Quinn criter. -4.559757 F-statistic 26.27593 Durbin-Watson stat 0.322051 Prob(F-statistic) 0.000000
Kết quả hồi quy thô mô hình 2
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.000282 0.000266 1.063015 0.2923
INFLATION(-1) -0.028333 0.006399 -4.427872 0.0000
OUTPUTGAP(-1) 0.030583 0.018977 1.611566 0.1127
LENDINGRATE (-1) 1.034610 0.007449 138.9005 0.0000
R-squared 0.931460 Mean dependent var 0.076333
Adjusted R-squared 0.927788 S.D. dependent var 0.030083 S.E. of regression 0.008084 Sum squared resid 0.003660
Durbin-Watson stat 1.851997 J-statistic 10.91428
Instrument rank 33 Prob(J-statistic) 0.999061
Kết quả hồi quy thô mô hình số 3
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.000465 0.000627 0.740777 0.4620
INFLATION(-1) -0.026526 0.006116 -4.337255 0.0001
OUTPUTGAP(-1) 0.025053 0.017833 1.404858 0.1657
LENDINGRATE (-1) 1.031197 0.009699 106.3222 0.0000
M2_GROWTHRATE(-1) -0.009083 0.009808 -0.926073 0.3585
R-squared 0.931933 Mean dependent var 0.076333
Adjusted R-squared 0.926983 S.D. dependent var 0.030083 S.E. of regression 0.008129 Sum squared resid 0.003634
Durbin-Watson stat 1.838013 J-statistic 11.21208
Instrument rank 33 Prob(J-statistic) 0.998000
Kết quả hồi quy thô mô hình số 4
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.001915 0.000622 3.081358 0.0032
INFLATION(-1) -0.018180 0.005262 -3.455151 0.0011
OUTPUTGAP(-1) 0.031953 0.012969 2.463824 0.0169
LENDINGRATE (-1) 1.001615 0.006514 153.7666 0.0000
FCI(-1) 0.000731 0.000348 2.099308 0.0404
R-squared 0.932618 Mean dependent var 0.076333
Adjusted R-squared 0.927718 S.D. dependent var 0.030083 S.E. of regression 0.008088 Sum squared resid 0.003598
Durbin-Watson stat 1.815417 J-statistic 12.69790
Instrument rank 41 Prob(J-statistic) 0.999886
Kết quả hồi quy thô mô hình số 5
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.001525 0.000489 3.116570 0.0029
INFLATION(-1) -0.020243 0.005855 -3.457699 0.0011
OUTPUTGAP(-1) 0.033025 0.012180 2.711484 0.0089
LENDINGRATE (-1) 1.007510 0.006451 156.1668 0.0000
EFCI(-1) 0.010815 0.005685 1.902387 0.0624
R-squared 0.932429 Mean dependent var 0.076333
Adjusted R-squared 0.927515 S.D. dependent var 0.030083 S.E. of regression 0.008099 Sum squared resid 0.003608
Durbin-Watson stat 1.823528 J-statistic 12.59871
Instrument rank 41 Prob(J-statistic) 0.999896
Kết quả hồi quy thô mô hình số 6
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.004892 0.000602 8.125368 0.0000
INFLATION(-1) 0.011070 0.006324 1.750569 0.0859
OUTPUTGAP(-1) 0.007568 0.003593 2.105945 0.0401
LENDINGRATE(-1) 0.962617 0.007416 129.8080 0.0000
REER_GAP(-1) -0.029775 0.004755 -6.262025 0.0000
REAL_STOCK_GAP(-1) 0.011617 0.001607 7.228730 0.0000 CREDIT_SPREAD(-1) -0.169821 0.015964 -10.63782 0.0000
TERMSPREAD(-1) 0.220577 0.033387 6.606634 0.0000
R-squared 0.938683 Mean dependent var 0.076333
Adjusted R-squared 0.930428 S.D. dependent var 0.030083 S.E. of regression 0.007935 Sum squared resid 0.003274
Durbin-Watson stat 1.968382 J-statistic 15.16370
Instrument rank 60 Prob(J-statistic) 1.000000
Kết quả hồi quy thô mô hình số 7
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.000783 0.000239 3.272329 0.0018
INFLATION(-1) -0.022778 0.005158 -4.416468 0.0000
OUTPUTGAP(-1) 0.033664 0.015160 2.220593 0.0305
LENDINGRATE (-1) 1.019376 0.005038 202.3423 0.0000
US_OUTPUTGAP(-1) -0.002742 0.001830 -1.497766 0.1399
R-squared 0.931983 Mean dependent var 0.076333
Adjusted R-squared 0.927036 S.D. dependent var 0.030083 S.E. of regression 0.008126 Sum squared resid 0.003632
Durbin-Watson stat 1.838840 J-statistic 12.61686
Instrument rank 41 Prob(J-statistic) 0.999895
Bảng 8 là kết quả hồi thô ước lượng chính sách tiền tệ của Việt Nam được tổng hợp từ các hồi quy đơn lẻ.
Bảng 8: Kết quả hồi quy thô ước lượng chính sách tiền tệ Việt Nam (tháng 1/ 2008 đến tháng 12/ 2013)
1 2 3 4 5 6 7
C .0956 (19.3702) *** -.0063 (-9.0702) *** -.006 (-9.7886) *** .0022 (2.2904) ** -.0004 (-.4964) .0049 (2.423246 )** -.011 (-18.5995) ***
Inflation .3072 (8.9405) *** -.0555 (-19.1211) *** -.0548 (-18.5091) *** -.0389 (-11.281) *** -.0475 (-17.6371) *** .0111 (1.025782 ) -.0544 (-15.9193) ***
Outputgap .3889 (1.6187) .0439 (4.295) *** .0408 (3.958) *** .0265 (4.2537) *** .0295 (4.8218) *** .0076 (-5.338625 )*** .0376 (3.58) ***
Lendingrate 1.0919 (165.8967) *** 1.0903 (181.1771) *** 1.0227 (126.3441) *** 1.0445 (170.0328) *** .9626 (99.66622) *** 1.1226 (184.0334) ***
M2 -.0062 -(2.2483) **
FCI .0032 (7.4589) ***
EFCI .049 (6.6261) ***
Reer_gap 0.069602 12.24059 ***
Real_Stock_gap -0.00597 -7.330638 ***
credit_spread -0.35525 -32.45462 ***
Term_spread 0.242062 13.96903 ***
US Output gap -.0701 -(12.6767) ***
Chú thích: Bộ biến công cụ gồm 1 hằng số và giá trị trễ 1-9 của Inflation, Outpgap, Yield10yr, M2; các độ trễ giống hệt nhau của các biến ngoại sinh khác cũng được sử dụng khi biến đó thêm vào phương trình. Sai số chuẩn thô (hiệp phương sai không đồng nhất và tự tương quan đồng nhất) với khoảng thời gian thuận lợi của Newey-Werst/ Barlett và giá trị trễ được ước tính và thống kê t tương ứng được trình bày trong dấu ngoặc đơn; mức ý nghĩa mà tại đó các giả thiết H0 bị bác bỏ: ***(1%), **(5%), *(10%). Giá trị p-value của kiểm định J.Hansen được trình bày trong dấu ngoặc vuông.
Ước tính của * (=(r - )/( - 1)) giả định rằng lãi suất cân bằng thực tế trong dài hạn bằng trung bình của mẫu (r = 3.54748).
Chú thích: Bộ biến công cụ gồm 1 hằng số và giá trị trễ 1-9 của Inflation, Outpgap, Yield10yr, M2; các độ trễ giống hệt nhau của các biến ngoại sinh khác cũng được sử dụng khi biến đó thêm vào phương trình. Sai số chuẩn thô (hiệp phương sai không đồng nhất và tự tương quan đồng nhất) với khoảng thời gian thuận lợi của Newey-Werst/ Barlett và giá trị trễ được ước tính và thống kê t tương ứng được trình bày trong dấu ngoặc đơn; mức ý nghĩa mà tại đó các giả thiết H0 bị bác bỏ: ***(1%), **(5%), *(10%). Giá trị p-value của kiểm định J.Hansen được trình bày trong dấu ngoặc vuông.
Ước tính của * (=(r - )/( - 1)) giả định rằng lãi suất cân bằng thực tế trong dài hạn bằng trung bình của mẫu (r = 3.54748).
Bảng 9: Kết quả hồi quy ước lượng chính sách tiền tệ Việt Nam ( tháng 1/ 2008 đến tháng 12/ 2013)
Kết quả ước lượng chính
1 2 3 4 5 6 7
Inflation 0.307*** (8.94) 0.604***(15.10) 0.607*** (16.07) 1.717*** (3.19) 1.069***(7.96) 0.296*** (4.09) 0.444*** (22.18) Outputgap 0.389 (1.62) -0.478***(-3.96) -0.452*** (-3.77) -1.168**(-2.51) -0.664*** (-3.72) 0.202 (1.18) -0.307*** (-3.702) Lendingrate(-1) 1.092*** (165.9) 1.090***(181.17) 1.023***(126.35) 1.045*** (170.03) 0.963*** (92.97) 1.123*** (184.03)
M2 0.0682**(2.20)
FCI 0.139** (2.10)
EFCI 1.101*** (-3.64)
Reer_gap 1.862*** (4.95)
Real_Stock_gap -0.160** (-2.485)
credit_spread -9.503*** (-3.34)
Term_spread 6.48*** (2.902)
US Output gap 0.572*** (14.27)
Π* 12.1***(16.7) 14.25***(23.5) 14.01***(17.5) 15.41***(20.9) 4.56***(18.6) 16.92(1.35) 13.95***(17.6)
Hansen J-stat 14.63 [0.988] 14.60 [0.982] 14.55 [0.999] 14.71 [0.999] 15.68 [1.000] 15.36 [0.999]
Adj R2 0.539 0.943 0.943 0.948 0.946 0.957 0.945
DW 0.32 1.93 1.92 1.88 1.90 1.93 2.07
SBIC 236.49 347.26 343.32 348.77 347.21 352.07 345.58