B GIÁO DC VÀ ÀO TO
TRNG I HC KINH T THÀNH PH H CHÍ MINH
NGUYN NGC HI
MI QUAN H GIA LM PHÁT
VÀ TNG TRNG KINH T VIT NAM
LUN VN THC S KINH T
TP. H CHÍ MINH - NM 2012
B GIÁO DC VÀ ÀO TO
TRNG I HC KINH T THÀNH PH H CHÍ MINH
NGUYN NGC HI
MI QUAN H GIA LM PHÁT
VÀ TNG TRNG KINH T VIT NAM
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã s: 60340201
LUN VN THC S KINH T
Ngi hng dn khoa hc: PGS.TS NGUYN NGC NH
TP. H CHÍ MINH - NM 2012
LI CM N
Li đu tiên xin chân thành cám n thy NGUYN NGC NH, thy
TRN NGC TH ngi đã tn tình hng dn và giúp đ tôi trong sut thi
gian thc hin Lun vn tt nghip này.
Xin chân thành cám n quý Thy, Cô Khoa Tài Chính Doanh Nghip
Trng i hc Kinh T TPHCM đã tn tình ging dy, truyn đt nhng kin
thc quí báu cho bn thân tôi nói riêng và cho khoá Cao Hc Tài Chính Doanh
Nghip nói chung.
Cm n các thành viên trong gia đình, ngi thân và bn bè đã đng viên
và giúp đ tôi rt nhiu trong sut thi gian hoàn thành chng trình hc va
qua.
Thành ph H Chí Minh, tháng 12 nm 2012
Tác gi lun vn
NGUYN NGC HI
LI
CAM OAN
Tôi xin cam đoan lun vn “MI QUAN H GIA LM PHÁT VÀ
TNG TRNG KINH T VIT NAM
” là công trình nghiên cu ca
chính t
ác
gi,
ni dung đc đúc kt t quá trình hc tp và các kt qu
nghiên cu thc tin trong thi gian qua, các s liu s dng là trung thc và
có ngun gc trích dn rõ ràng. Lun vn đc thc hin di s hng dn
khoa hc ca Thy Nguyn Ngc nh.
Tác gi lun
vn
NGUYN NGC HI
MC LC
LI CM N
LI CAM OAN
M U 1
1.Tóm tt 1
2. t vn đ 1
3. Mc tiêu và phng pháp nghiên cu 1
CHNG 1:
CÁC BNG CHNG THC NGHIM V MI QUAN H
GIA LM PHÁT VÀ TNG TRNG KINH T 3
1.1 Khái quát nhng nghiên cu trc đây 3
1.2 Bng chng các quc gia 10
1.3 Kinh nghim các nc Châu Á 14
CHNG 2:PHNG PHÁP NGHIÊN CU 18
2.1 Mô hình và phng pháp nghiên cu 18
2.2 D liu 19
2.3 Kt qu nghiên cu 21
2.3.1 Thng kê mô t 21
2.3.2 H s tng quan 21
2.3.3 Kim đnh nghim đn v 22
2.3.4 Kim đnh đng liên kt 26
2.3.5 Kim đnh mi quan h nhân qu 28
2.3.6 Phân tích mô hình VECM 31
2.4 Tho lun kt qu 38
Chng 3: Kt lun 39
Danh mc các tài liu tham kho 41
Danh mc các bng
Bng 1 T l tng trng và lm phát ca Vit Nam theo quý giai đon
1999:1-2012:4.
Bng 2 Các giá tr thng kê mô t v t l tng trng và lm phát Vit
Nam theo qúy giai đon 1999:1-2012:4
Bng 3 H s tng quan gia tng trng và lm phát
Bng 4 Kim đnh nghim đn v Augment Dickey-Fuller cho bin CPI
Bng 5 Kim đnh nghim đn v Augment Dickey-Fuller cho bin GDP
Bng 6 Kim đnh hi qui đng liên kt Johansen cho I và G
Bng 7 Kim đnh mi quan h nhân qu Granger gia G và I
Bng 8 Phân tích mô hình VECM
Bng 9 Kim đnh nghim đn v phn d ca mô hình VECM
1
M U
1.ăTómătt
Các d liu nghiên cu v ch s lm phát và tng trng kinh t trong bài
đc thu thp trên trang web ca Tng Cc Thng kê và IMF. Kt qu nghiên
cu cho thy Vit Nam tng trng và lm phát có mi quan h dng (đng
bin) trong dài hn. Tuy nhiên, trong ngn hn mi quan h này va đng bin
và nghch bin. Ngoài ra, trong ngn hn lm phát còn chu tác đng ln t k
vng lm phát ca công chúng.
2.ătăvnăđ
Mi quan h gia tng trng và lm phát luôn là vn đ thu hút đc s
quan tâm ca nhiu nhà nghiên cu kinh t. Trong thi gian gn đây, s bt n
ca kinh t th gii sau thi k khng hong kinh t toàn cu tác đng đã làm
gim tc đ tng trng và gia tng lm phát nhiu nc, trong đó có Vit
Nam. nhiu quc gia đ có đc mc tng trng cao phi đánh đi vi mc
lm phát cao. Liu Vit Nam có cn đánh đi nh vy không? tr li câu hi
đó, cn nghiên cu mt cách sâu sc s tác đng qua li gia tng trng và
lm phát, t đó tìm ra bin phát nhm n đnh lm phát và thúc đy tng trng
và phát trin bn vng cho Vit Nam.
3.ăMcătiêu vƠăphngăphápănghiênăcu
Bài vit này nhm kim đnh mi quan h gia lm phát và tng trng
trong nn kinh t Vit Nam theo quý giai đon 1λλλμ1-2012:4. Trong nghiên
cu ca mình, tôi s dng kim đnh nghim đn v (Unit root test), kim đnh
tính đng liên kt trong mô hình bng kim đnh Johansen, kim đnh quan h
2
nhân qu Granger và phân tích mô hình VECM đ xem xét mi quan h gia
tng trng và lm phát Vit Nam trong thi k 1λλ9-2012. Mt bng chng
thc nghim thu đc t vic chy mô hình đng liên kt và mô hình VECM s
cho chúng ta cái nhìn rõ hn v mi quan h này. T đó xác lp mi quan h
đnh hng gia tng trng kinh t - lm phát và s dng lm phát nh mt
công c qun lý kinh t v mô. ng thi đa ra nhng nhn đnh và mt s
kin ngh cho các c quan Chính ph v kim soát lm phát trong mi quan h
vi tng trng kinh t trong thi gian ti.
3
CHNGă 1: CÁCă BNGă CHNGă THCă NGHIMă Vă MIă
QUANăHăGIAăLMăPHÁTăVÀăTNGăTRNGăKINHăT
1.1 Kháiăquátănhngănghiênăcuătrcăđơy
Mi quan h gia lm phát và tng trng vn là mt tranh cãi c v lý
thuyt ln nhng nghiên cu thc nghim. Nó bt ngun nhng nc M
Latinh vào nhng nm 1λ50, vn đ này đã to ra mt cuc tranh lun dai dng
gia nhng ngi theo ch ngha c cu và phái trng tin. Nhng ngi theo
ch ngha c cu tin rng lm phát cn thit cho tng trng kinh t, trong khi
phái trng tin cho rng lm phát gây bt li cho s phát trin kinh t. Có hai
khía cnh trong cuc tranh lun nàyμ (a) bn cht ca mi quan h nu nó tn ti
và (b) hng ca mi quan h nhân qu. Friedman (1λ73; 41) tóm tt ngn gn
bn cht mi quan h gia lm phát và tng trng kinh t nh sau: lm phát
xy raμ có và không có tng trng kinh t; không có lm phát: cng có và
không có tng trng kinh t.
Tác đng ca lm phát đi vi tng trng, sn lng và nng sut là mt
trong nhng vn đ chính trong nghiên cu kinh t v mô. Các mô hình lý
thuyt trong nhng tài liu v tin t và tng trng phân tích tác đng ca lm
phát đi vi tng trng kinh t tp trung vào nhng nh hng ca lm phát
đi vi trng thái cân bng n đnh, vn bình quân đu ngi và sn lng (ví
d, Orphanides và Solow, 1990) vit v tác đng ca lm phát đi vi sn
lng và tng trngμ i) không có; ii) tích cc, và iii) tiêu cc. Sidrauski (1967)
đã thit lp các kt qu đu tiên, cho thy tính trung lp và siêu trung lp ca
tin t khi nó đc kim soát mt cách ti u khi xem xét s d tin thc t
4
(M/P) trong các chc nng ca nó. Tobin (1965) cho rng tin t thay th cho
vn, ông phát hin ra nhng tác đng tích cc ca lm phát đi vi tng trng
và kt qu đc bit đn nh là hiu ng Tobin. Nhng tác đng tiêu cc ca
lm phát đn tng trng thng đc gi là hiu ng phn Tobin liên quan
ch yu đn yu t tin t đã đc đ cp trong các mô hình trc đó (ví d ,
Stockman, 1981) xem tin t nh là mt s b sung vn.
Theo nghiên cu tng đt gii Nobel ca Friedman nm 1977, các nghiên
cu lý thuyt ln thc nghim v mi quan h gia lm phát và tng trng sn
lng đc phát trin theo hai hng riêng bit. Hng nghiên cu đu tiên,
bt đu vi gi thuyt cho rng vi mt mc lm phát danh ngha cao hn s
làm tng lm phát không chc chn, xem xét mi quan h gia lm phát - lm
phát không chc chn, tng trng và tng trng không chc chn. Hng
nghiên cu th hai, đng góc đ kinh t v mô truyn thng xem xét các mi
quan h gia lm phát và tng trng mà không cn tham chiu đn lm phát
không chc chn và tng trng không chc chn.
Nghiên cu theo hng th hai xem xét bn cht ca mi quan h gia lm
phát và tng trng trong nn kinh t n . Tuy nhiên hng nghiên cu này
cng chia ra thành hai nhóm riêng bit, vi d đoán ngc li v mi quan h
gia lm phát và tng trng, có s phân bit gia chúng. Các nhà nghiên cu
ca nhóm th nht da trên nhng lp lun ca h v đng cong Phillips và
khong cách sn lng, đnh ngha s khác bit gia sn lng thc t và sn
lng tim nng, khng đnh mi quan h tích cc gia lm phát và tng
trng. Lý do c bn đc đa ra là nu sn lng thc t tng cao hn sn
lng tim nng, điu này s to ra mt áp lc v tin lng trên th trng lao
5
đng. Ln lt mt mc lng cao hn s dn đn chi phí sn xut cao hn và
vì th giá c s cao hn. Kt lun này đc h tr bi kt qu t nhng nghiên
cu thc nghim ca Gerloch và Smets (1999), cho thy sn lng thc t tng
1% so vi sn lng tim nng làm lm phát tng 0,2% trong quý tip theo 5
nc EMU (European Monetary Union). Hn na, khi lm phát có mi tng
quan vi tng trng, t l lm phát trong tng lai cng s tng lên. Mt
nghiên cu thú v đc thc hin bi Paul et al (1997) vi d liu ca 70 quc
gia trong giai đon 1λ60-1989, cho rng mi quan h tích cc gia lm phát và
tng trng ch xy ra mt s nc. Mallik và Chowdhury (2001) phân tích
các tác đng qua li gia tng trng và lm phát bn quc gia Nam Á
(Bangladesh, n , Pakistan and Sri Lanka) và tìm thy bng chng có ý
ngha thng kê ca mt mi quan h tích cc gia hai bin này.
Các nhà nghiên cu thuc nhóm th hai lp lun trên c s các lý thuyt
chu k kinh doanh thc t và khng đnh rng lm phát nh hng tiêu cc đn
s phát trin. Mt trong các nghiên cu xem xét tính tiêu cc ca mi quan h
gia lm phát và tng trng đã đc thc hin bi Kydland và Prescott (1990).
Các tác gi lp lun rng chính cú sc cung, ch không phi cú sc cu là
nguyên nhân dn đn s đo chiu trong mi quan h. Cú sc cung làm cho giá
phn chu k, trong khi nhng cú sc cu to ra tính chu k ca giá đi vi sn
lng. Tuy nhiên, điu kin đi kèm chính là tính linh hot ca giá. Khi mc giá
c đnh, mt cú sc cu s làm tng sn lng trong khi giá ít dch chuyn. Khi
sn lng có xu hng tng, mc giá có th tng. Do đó, mt tng quan tiêu
cc gia các bin này có th đc quan sát thy ngay c khi mt cú sc cu gây
ra nhng thay đi. Ball và Mankiw (1994) và Judd và Trehan (1995) đã nghiên
6
cu các hiu ng xy ra. Ngoài ra, Den Haan và Wouter (2000) bng cách s
dng d báo dài hn trong mô hình VAR, lp lun rng tn ti mt s tng
quan tiêu cc gia lm phát và tng trng.
Tuy nhiên, mt nghiên cu khác ca Agenor và Hoffmaister (1997) cho
thy s phân k ca tng trng t lm phát các nc đang phát trin, h s
dng mô hình VAR đ kim tra phân tích các tác đng gia lm phát, sn
lng, tin lng danh ngha và t giá hi đoái. H nhn thy rng mt s st
gim t t ca t giá làm gim lm phát và kích thích sn lng. Tuy nhiên,
vic m rng sn lng ch xy ra trong ngn hn. Kirmanoglu (2001), bng
cách s dng mô hình VAR cho thy rng t l lm phát cao Th Nh K làm
tng trng kinh t gim đi. Mendoza (2003) tìm thy bng chng gia lm
phát và sn lng Th Nh K bng cách s dng các mô hình VAR và
GARCH. Bên cnh các mô hình VAR, bng d liu nghiên cu cng h tr mi
quan h tiêu cc, đc bit là các nc có lm phát cao. Ví d nghiên cu ca
Barro (1996) cho thy mt mi quan h tiêu cc tn các quc gia có t l lm
phát trên 15%. Judson và Orphanides (1996) ng h ngng lm phát 10%.
Bruno và Easterly (1λλ8) thì ng h ngng lm phát là 40%. Còn Ghosh và
Philips (1998) li tìm thy mt tác đng tích cc cho t l lm phát thp, nhng
đi vi nhng nc có t l lm phát trên 5%, h tìm thy mt hiu ng phi
tuyn tính tiêu cc.
Cn c bng hi quy d liu ca các nc và mt s nghiên cu gn đây,
mi tng quan tiêu cc gia lm phát và tng trng trong thi gian dài là do
nh hng ca s st gim trong đu t và vic tng nng sut trc đó. Tp
hp các nghiên cu (Bruno & Eastle 1998, Sarel 1λλ6) cho thy tác đng tiêu
7
cc ca lm phát là không ph bin, chúng ch xut hin trên ngng lm phát.
Tuy nhiên, vn có nhiu mi quan tâm t các nc đang phát trin, đc bit là
khu vc EMU vt quá ngng lm phát thp có th làm tn thng đn tng
trng kinh t. Ngi ta cho rng các nc phát trin đã phát trin rt tt th
trng tài chính và chính ph ít khi can thip vào các th trng. Nn kinh t
ch yu do cu chi phi, trong đó kích cu dn đn giá c tng cao và giao
thng st gim rõ ràng có th quan sát mt mc đ thp ca lm phát. Mt
khác, các nc đang phát trin rt d b tn thng vi nhng cú sc cung gây
bin đi ln trong lm phát và tiêu dùng, đu t và sn xut. Hn na, s can
thip mt cách cng nhc ca chính ph vào th trng tài chính, th trng
hang hóa và nn kinh t v mô gây ra nhng tht bi cho th trng và to ra s
bt n ca kinh t v mô. Do đó, giá c không phn ánh chính xác mc tiêu ca
các chính sách và nhng phn ng t nhng đi din ca nn kinh t.
Trong khong thi gian gn đây, kinh t v mô tp trung vào mi quan h
tích cc trong ngn hn gia lm phát và tng trng. Mt phát hin trên lý
thuyt v bn cht mi quan h này trong dài hn là do nh hng ca lm phát
đi vi đu t, nu gi đnh đu t là đng c ca tng trng trong mô hình
tng trng ni sinh, mt tác đng tiêu cc ca lm phát đi vi đu t hàm ý
mt mi quan h nghch đo gia lm phát và tng trng. Nhng bng chng
thc nghim ng h gi thuyt v mt mi quan h nghch đo gia lm phát và
tng trng trong dài hn. iu này trái ngc trong ngn hn, khi lm phát và
tng trng sn lng t l thun vi nhau.
Hiu bit v mi quan h gia lm phát và tng trng thc s là chìa khóa
khi nghiên cu kinh t v mô. Theo Rangarajan (1λλ8), câu hi đt ra là liu có
8
th d đoán đc kh nng đánh đi gia n đnh giá và tng trng trong ngn
hn và dài hn. Các lý thuyt tng trng ni sinh mi phng đoán rng lm
phát có tác đng xu đn tng trng vì nó làm gim nng sut và hiu qu.
Choi, Smith và Boyd (1996) đng quan đim khi cho rng s hin din ca
thông tin bt cân xng có th gây tn hi cho tng trng bng cách đt ra
nhng rào cn trên th trng tài chính. Do đó, nó tác đng tiêu cc đn vic
cung cp và phân b đu t. Nhng quan đim mi đã phê phán quan đim ca
Keynes v tính „trung lp” ca tin t bng cách cho rng: trong mt th trng
linh hot, vic lp đi lp li nhng cú sc tin t đng ngha vi vic to điu
kin thun li cho tng trng có th dn đn s gia tng lm phát trong thi
gian dài (Rangarajan 1998).
Bruno và Easterly (1998) cho rng không có bng chng v mt s đánh
đi gia tng trng và lm phát trong mu có loi tr cuc khng hong lm
phát cao ri rc. Mt khác, có bng chng cho thy rng tng trng tr nên
tiêu cc mnh khi lm phát vt qua mt ngng 40% mi nm. H cho rng
tht bi ca các nhà nghiên cu khi tìm ra mi quan h có ý ngha gia lm phát
và tng trng có th là do s phc hi nhanh chóng ca sn lng sau lm
phát, làm cho mi quan h thng kê tng th có ý ngha không đáng k. Mt
khác, Sarel (1λλ7) tp trung vào mt nghiên cu thc nghim cng kt lun
rng lm phát nh hng đn tng trng ch khi nó vi phm mt "ngng" nào
đó ca lm phát. Ông kt lun rng tn ti mt ngng lm phát khong 8%
cho mt mu chung ca nhiu nc. Khi ngng c tính t mt mu chung,
nó có th không chính xác cho mt nc c th đc bit nu quc gia đó b cô
lp. Do đó, cn phi có thêm mt đánh giá thc nghim v nhng vn đ ca
9
vic tìm kim các mc đ mà ti đó lm phát thc s làm ‘xói mòn’ tng trng
kinh t .
Nhng nghiên cu trc đó (ví d, Tun Wai, 1λ5λ) không xác nhn bt k
mi quan h có ý ngha nào gia lm phát và tng trng. Mt nghiên cu gn
đây ca Paul, Kearney và Chowdhury (1997) gm 70 quc gia (trong đó có 48
nn kinh t đang phát trin) cho giai đon 1λ60-1λ8λ không tìm thy mi quan
h nhân qu gia lm phát và tng trng kinh t 40% các nc trong mu
nghiên cu; có mi quan h nhân qu qua li khong 20% và quan h mt chiu
(theo hng lm phát tác đng đn tng trng hoc ngc li) cho phn còn
li. Thú v hn, mi quan h đc tìm thy là tích cc trong mt s trng hp,
nhng là tiêu cc nhng trng hp khác. Gn đây các nghiên cu nhiu
quc gia cho thy rng lm phát nh hng tiêu cc đn tng trng kinh t,
bao gm Fischer (1λλ3), Barro (1λλ6) và Bruno và Easterly (1998). Fischer
(1λλ3) và Barro (1λλ6) tìm thy mt tác đng tiêu cc rt nh ca lm phát đn
tng trng. Fischer (1λλ3μ 281) mc dù bng chng tìm thy khá yu nhng
ông mnh m kt lunμ lm phát không tt cho tng trng trong dài hn. Barro
(1996) thích n đnh giá c hn bi vì ông tin rng nó s tt cho tng trng
kinh t.
Nghiên cu ca Bruno và Easterly (1998) cng rt thú v. H lu ý rng
bng chng cho thy t l ngi tin rng lm phát là có hi cho tng trng
kinh t cao mt cách bt thng. Theo điu tra ca h xác nhn các quan sát
ca Dornbusch (1λλ3), Dornbusch và Reynoso (1λ8λ), Levine và Renelt (1λλ2)
và Levine và Zervos (1λλ3) cho rng mi quan h tng trng kinh t và lm
phát b nh hng bi các nc có t l lm phát cá bit (hoc là rt cao hoc
10
rt thp). Vì vy, Bruno và Easterly(1λλ8) đã kim tra các trng hp ri rc
ca các nc có t l lm phát cao (t 40% tr lên) và tìm thy mt kt qu
thc nghim mnh m rng tng trng gim mnh khi xut hin khng hong
(lm phát rt cao), sau đó phc hi nhanh chóng và mnh m sau khi lm phát
gim xung.
1.2 Bngăchngăăcácăqucăgia
Mt s nghiên cu gn đây đã tìm thy bng chng nhiu quc gia h tr
quan đim tng trng trong dài hn b nh hng bi lm phát (Kormendi và
Meguire 1985; Fischer 1983, 1991, 1993; De Gregorio 1993; Gylfason 1991;
Roubini và Sala-i-Martin 1992; Grier và Tullock 1989; Levine Zervos 1992).
Các nc (đc bit là các quc gia châu M Latinh) đã tri qua thi k lm
phát cao và tng trng trong dài hn thp (Cardoso và Fishlow nm 1λ8λ; De
Gregorio 1992a, 1λλ2b). Tài liu này là mt phn trong các tài liu v tng
trng ni sinh, h c gng xác đnh nguyên nhân ca s khác bit trong tc đ
tng trng các nc khác nhau. Mt bng chng đáng k cho rng đu t là
mt trong nhng yu t quyt đnh quan trng nht ca tng trng dài hn
(Barro 1991; Levine và Renelt 1λλ2). Ngi ta thng cho rng mt môi
trng kinh t v mô n đnh thúc đy tng trng bng cách cung cp mt môi
trng thun li cho đu t t nhân. Vn đ này đã đc đ cp trong các tài
liu nghiên cu sau đó ca Fischer 1991, 1993; Easterly và Rebelo 1993;
Frenkel và Khan 1990; và Bleaney 1996.
nh hng ca s bt n kinh t v mô đi vi tng trng ch yu t s
không chc chn trong đu t t nhân. Bng d liu nghiên cu đa quc gia v
đu t đã đo lng s bt n đnh ca kinh t v mô, ging nh nhng thay đi
11
trong t giá hi đoái thc hoc t l lm phát, có tác đng xu đn đu t
(Serven và Solimano 1λλ2). Trong mt nghiên cu 17 nc ca Cordon
(1990) cho thy rng nhng bng chng nhìn chung ng h quan đim cho rng
tng trng cao liên quan vi lm phát thp.
iu này đc rút ra t vic so sánh d liu theo thi gian các nc có t
l tng trng gim trong khi t l lm phát tng. Nghiên cu ca Fischer
(1λλ3) xem xét vai trò ca yu t kinh t v mô trong tng trng. Ông tìm thy
bng chng cho thy mi quan h tiêu cc gia tng trng vi lm phát và tích
cc vi chính sách tài chính tt và mt th trng ngoi hi khe mnh. Fischer
cho rng, do không có lp lun nào cho rng mt mc lm phát cao là tt cho
nn kinh t nên mt chính ph to ra lm phát cao là mt chính ph mt kh
nng kim soát. Do đó, t l lm phát đc xem nh là mt ch s kinh t v mô
v s n đnh và kh nng bao quát ca chính ph trong vic kim soát nn
kinh t.
Fischer cho rng mt môi trng kinh t v mô n đnh, có ngha là mt t
l lm phát thp hp lý, thâm ht ngân sách nh và mt th trng ngoi hi
không b can thip, có li cho tng trng kinh t bn vng. Ông đa ra mt mô
hình tng trng, trong đó ông xác đnh nhng kênh chính mà thông qua đó lm
phát làm gim tng trng. Ông cho rng s thay đi ca lm phát nh là mt
du hiu ca s không chc chn ca môi trng kinh t v mô. Tuy nhiên, ông
gp khó khn khi chia tách các mc đ lm phát t s không chc chn ca lm
phát nh hng đn tng trng. iu này là do t l lm phát và phng sai
ca nó có mi liên h khá ln trong d liu ca các quc gia. Bng chng ng
h quan đim kinh t v mô n đnh, đc đo bng nghch đo ca t l lm
12
phát và các ch s v xu hng kinh t v mô, có liên quan vi mc tng trng
cao hn.
kim tra c ch mà qua đó các bin s kinh t v mô nh hng đn
tng trng, Fischer hi quy t l tích ly vn trên các bin này. H s ca t l
lm phát là tiêu cc, cho thy rng điu quan trng mà qua đó lm phát nh
hng đn tng trng là gim s tích ly vn. Fischer thy rng t l lm phát
có tng quan âm ( nghch bin) vi t l tng trng theo mô hình Solow. Khi
t l lm phát đc chia thành ba loi thp (lên đn 15%), trung bình (15-40%)
và cao (trên 40%) - kt qu cho thy, trái vi nhng gì đc mong đi, s kt
hp gia lm phát và tng trng, yu t quyt đnh ca nó trung bình gim khi
lm phát tng lên. iu này cng đc h tr bi các kt qu thu đc ca
Levine và Zervos (1λλ2). Vì vy đây không phi là trng hp lm phát cao là
nguyên nhân ca các mi tng quan tiêu cc tng th gia lm phát và tng
trng, tích ly vn và tng trng sn lng. Thay vào đó, kt qu ca Fischer
cho thy mi liên h gia tng trng, lm phát và s tích ly vn mnh m
hn mc lm phát thp và trung bình hn là mc lm phát cao.
De Gregorio (1993) đa ra bng chng 12 quc gia châu M La tinh
trong giai đon 1λ50-1985. Ông tìm thy mt mi tng quan tiêu cc gia lm
phát và tng trng. Bi vì chúng có mi tng quan rt cao nên mc dù lm
phát và phng sai ca nó tác đng tiêu cc đi vi tng trng nhng kt qu
không th phân bit đc mc đ hay s đa dng có nh hng tiêu cc đn
tng trng. Ngay c khi các nc lm phát cao đã đc loi b khi mô hình
hi quy, tác đng ca lm phát vn là tiêu cc và đáng k. Tuy nhiên, kt qu
cho thy mt mi quan h nghch chiu gia lm phát và đu t vn, đu t
13
nc ngoài, mi quan h không khác nhau đáng k. Mc dù kt qu ca Fischer
cho thy lm phát nh hng đn mc đ đu t, De Gregorio cho rng hiu
qu đu t b nh hng và dn đn s nh hng ca lm phát lên tng trng.
Kt qu này đc h tr bi bng chng xuyên quc gia trình bày trong nghiên
cu ca Levine và Renelt (1λλ2). Bleaney (1λλ6) thy rng chính sách kinh t
v mô nghèo nàn, đc đo lng bi cân bng tài chính và bin đng t giá hi
đoái thc, xut hin mi tng quan âm vi tng trng. Trong mu nghiên cu
ca ông, lm phát tng quan thun vi t giá hi đoái thc t và trong cùng
mt mô hình hi quy lm phát không xut hin đ có mt nh hng tiêu cc
đn tng trng. Vì c hai có tng quan, điu này cho thy rng s la chn
mt trong hai bin ph thuc vào đ m ca nn kinh t và nh hng tng
đi ca giá c trong nc và ngoài nc đi vi quyt đnh đu t .
T l lm phát cao cng có xu hng bin đng, mi quan h tiêu cc và
không th d đoán trc đc ca lãi sut thc không khuyn khích tích ly
vn trong nc. Lm phát cao bt ng làm xói mòn giá tr thc ca tài sn tài
chính và bin đng ca lm phát làm tng ri ro ca vic nm gi nhng tài sn
đó. Ngc li, m mc lm phát thp đn trung bình khuyn khích tit kim
vn, đc bit là mc giá n đnh. Fry (1988) và Gleb (1989) tìm thy trong d
liu nn kinh t trong 1 khong thi gian, mt mi quan h tích cc và quan
trng gia tng trng kinh t và t l lãi sut thc. tách ri nh hng ca
lm phát ra khi lãi sut thc, mt nghiên cu ca Ngân hàng Th gii và d
báo t các mô trình nm 1λλ3. Bng chng t mu ca hai mi quc gia, cho
thy tác đng ca lãi sut thc và t l lm phát đn tc đ tng trng GNP
đc đa ra. T l lãi sut thc có mt tác đng có ý ngha thng kê và tích cc
14
đn tng trng. Nhng khi có lm phát, t l lãi sut thc t không còn ý ngha
thng kê, trong khi h s ca t l lm phát li có ý ngha. iu này cho thy
mi quan h tích cc gia t l lãi sut và tng trng thc t đã thc s phn
ánh mi quan h tiêu cc gia lm phát và tng trng khi xut hin áp lc tài
chính, ni mà t l lãi sut danh ngha đc gi c đnh. ó là lý do ti sao, đi
vi mt mu ph ca các nn kinh t mà t l lãi sut thc tt, các h s ca c
t l lãi sut thc và lm phát là tiêu cc, điu đó ch ra rng mc lãi sut thc
thp hn có th có mt tác đng tích cc đi vi tng trng. Nghiên cu cng
cho thy rng mt điu kin đc bit quan trng đ đu t ca chính ph vào c
s h tng, nu lm phát làm gim tit kim ca chính ph, đu t công có th
s gim.
1.3 KinhănghimăcácăncăchơuăÁ
Bng chng các nc h tr mt mi quan h tiêu cc nhiu quc gia.
Nói chung, các nc có mc tng trng cao hn là nhng nc có t l lm
phát thp hn. Mt nghiên cu ca Ngân hàng Th gii cho thy hiu qu cao
các nc ông Á, đã duy trì tng trng cao trong ba thp k qua, đã tng có
mt môi trng kinh t v mô n đnh thúc đy t l đu t cao và tng trng
kinh t (Ngân hàng Th gii 1λλ3). n đnh kinh t v mô đã đc đnh ngha
là lm phát phi chu s kim soát, các khon n trong và ngoài nc phi đc
qun lý và gii quyt cuc khng hong kinh t v mô xut hin trong vòng mt
hoc hai nm.
Mc dù các bng chng xuyên quc gia cho thy mi tng quan gia lm
phát và tng trng là tiêu cc, không có s phân bit gia các nn kinh t m
hay đóng ca gia các quc gia này. Nó có th là mi tng quan tiêu cc
15
mnh m trong trng hp các nn kinh t th trng m ca mà da vào đu
t nc ngoài và đc khuyn khích bi mt mc lm phát thp, duy trì cnh
tranh xut khu và ngn chn các dòng vn t bên ngoài đóng mt vai trò quan
trng hn. Nh n khi chuyn dch t mt nn kinh t đóng sang m ca,
ni mà đu t trong nc và ngoài nc d kin s là đng c thúc đy tng
trng, đ kim tra tác đng ca lm phát đi vi đu t.
Các bng chng thc nghim cng thay đi ging nh trong nhng quan
đim. Bng chng là mt mi quan h đo chiu gia lm phát và tng trng
đc ng h vào đu nhng nm 1λ80 đi nghch vi nhng nghiên cu trc
đó ca Johnson (1λ67) ngi đã ch ra rng “không có bng chng thc nghim
hay mt kt lun nào khác”. Tuy nhiên, k t khi xut hin bng chng mi v
mt mi quan h tiêu cc, mt nghiên cu thc nghim ln đã khám phá các
mô hình khác nhau trong phân tích lm phát. Tht ngu nhiên khi phn ln các
tài liu thc nghim trong các nghiên cu v lm phát và tng trng các
nc đang phát trin li cung cp nhng thông tin phong phú đa dng vi
nhng bin đi thú v trong kinh t v mô. áng chú ý trong s các tài liu gn
đây ca De Gregorio (1993), Fisher (1993), Barro (1995), Sbordone và Kuttner
(1994) và Smyth (1994), các yu t k thut đu xác nhn rng lm phát có nh
hng tiêu cc đn tng trng kinh t. Các kt qu thc nghim nhng nghiên
cu ca Sarel (1997), Bruno và Easterly (1998) đt ra câu hi mt cách tng
quát sâu rng hn. H tranh lun v tác đng tiêu cc ca lm phát đi vi tng
trng là không ph bin nhng ch xut hin trên mt “ngng lm phát” nào
đó. Các tác gi này cng tin rng mt t l lm phát di ngng thm chí có
th có nh hng tích cc đn tng trng kinh t.
16
Ni tip các kt qu trên, rt nhiu các nghiên cu khác v s nh hng
qua li gia tng trng và lm phát vi các phng pháp khác nhau đã đc
công b. Nghiên cu ca Prasanna V Salian (2009) đã s dng đng thi mô
hình hi quy đng liên kt (Co-integration), mô hình sai s hiu chnh (ECM -
Error Correction Model) (2001), kim đnh nghim đn v (Unit root test) đc
đ xut bi Dickey Fuuler (DF) và Augmented Dickey Fuller (ADF) (1λ7λ) và
phng pháp phân tích phng sai (Variance Decomposition) da trên mô hình
VAR (Vector Autoregressive Model) đ xem xét mi quan h gia tng trng
và lm phát n giai đon t 1λ76 đn 2007 cho thy tn ti mt mi quan
h nghch chiu và nh hng ca tng trng kinh t đn lm phát ln hn
chiu ngc li. Nhng phát hin này có ý ngha rt quan trng đi vi vic
hoch đnh chính sách.
Mc tiêu ca nghiên cu này là xem xét mi quan h gia lm phát tng
trng Vit Nam s dng d liu theo quý giai đon 1999:1-2012:4. Chúng ta
s kim tra các mi quan h gia tng trng và lm phát. T đó xác lp mi
quan h đnh hng gia tng trng kinh t - lm phát và s dng lm phát
nh mt công c qun lý kinh t v mô. ng thi đa ra nhng nhn đnh và
mt s kin ngh cho các c quan Chính ph v kim soát lm phát trong mi
quan h vi tng trng kinh t trong thi gian ti.
17
KTăLUNăCHNGă1
Sau khi xem xét nhiu quan đim lý thuyt ca các trng phái khác nhau,
tùy mi trng phái có mt quan đim riêng, mô hình riêng đ chng minh mi
quan h gia lm phát và tng trng nhng quan đim chung ca các trng
phái có th nhn thy là mi quan h gia lm phát và tng trng không phi
là mi quan h mt chiu mà là s tác đng qua li. Trong ngn hn, khi lm
phát còn mc thp, lm phát và tng trng thng có mi quan h cùng
chiu. Ngha là nu mun tng trng đt tc đ cao hn thì phi chp nhn
tng lm phát. Tuy nhiên mi quan h này không phi tn ti mãi mãi mà đn
lúc nào đó, nu lm phát tip tc tng cao s nh hng làm gim tng trng.
Trong dài hn, khi tng trng đã đt đn mc ti u thì lm phát không tác
đng đn tng trng na mà lúc này, lm phát là hu qu ca vic cung tin
quá mc vào nn kinh t.
Da trên các kt qu nghiên cu trên, trong nghiên cu ca mình, tôi s
dng kim đnh nghim đn v (Unit root test), kim đnh tính đng liên kt
trong mô hình-kim đnh Johansen, kim đnh quan h nhân qu Granger và
phân tích mô hình VECM đ xem xét mi quan h gia tng trng và lm phát
Vit Nam trong thi k 1λλ9 – 2012. Mt bng chng thc nghim thu đc
t vic chy mô hình đng liên kt và mô hình VECM s cho chúng ta cái nhìn
rõ hn v mi quan h này.
18
CHNGă2: PHNGăPHÁPăNGHIÊNăCU
2.1 Mô hình vƠăphngăpháp nghiênăcu
nghiên cu mi quan h gia tng trng (G) và lm phát (I), chúng ta
s dng phng pháp hi quy đng liên kt đc đ ngh bi Engle và Granger
(1λ87). Thông thng khi hi qui 2 bin ngu nhiên ví d nh 2 bin G và I
theo mô hình tuyn tính có dngμ
G
t
=
1
+ I
t
+
t
+…(1)
I
t
=
2
+ I
t
+
t
+…(2)
đây
t
và
t
là nhiu trng. Khi đó mô hình phn ánh mi quan h trong
dài hn gia 2 bin G và I. Tuy nhiên. Mt vn đ đt ra là nu G và I không
dng (non-stationary) thì s xy ra hin tng hi qui gi mo (spurious
regression) do yu t xu th to ra và kt qu thu đc không phn ánh đúng
mi quan h gia 2 bin G và I. Vì vy trc khi tin hành hi quy gia các
chui thi gian (dng hay không dng) chúng ta kim đnh xem các chui thi
gian là dng hay không dng. Tuy nhiên, nu G và I không dng nhng tha
mãn liên kt bc I (I(1))μ First-ordered intergartion, còn gi là dng sai phân và
các yu t ngu nhiên
t
và
t
là dng (I(0)μ stationary) thì mô hình trên vn
phn ánh đúng s nh hng gia G và I và kt qu hi qui vn có ý ngha, khi
đó 2 bin G và I đc gi là đng liên kt (cointergration).
Trong trng hp này, đ kim đnh xem các bin G và I trong mô hình có
dng hay dng sai phân hay không, phng pháp đc s dng ph bin là
kim đnh nghim đn v da trên tiêu chun kim đnh Augmented Dickey -
Fuller (ADF) do Dickey và Fuller (1λ7λ) đ xut. ng thi, Johansen (1λ88)
19
và Johansen Juselius (1λλ0) cng đa ra phng pháp kim đnh tính đng liên
kt ca 2 bin ngu nhiên da trên phng pháp VAR ca Johansen.
2.2 Dăliu
Khi nghiên cu mi quan h gia tng trng và lm phát Vit Nam, s
liu s dng trong nghin cu trên v ch s giá tiêu dùng CPI (Customer Price
Index) và tng thu nhp quc ni GDP (Gross Domestics Product) theo quý giai
đon t 1λλ9:1 đn 2012:4 do Tng cc Thng kê Vit Nam và IMF công b.
Bngă1. TălătngătrngăvƠălmăphát caăVităNamăgiaiăđonă1999-2012
CHăSăGIÁă
TIÊUăDU
NGăCU
Aă
CÁCăNCăVÀă
VỐNGăL̃NHă
THÔ
ă(Consumer
Price Index, 2005
constant price).
TÔ
NGăSA
Nă
PHÂ
Mă
QUÔ
CăNÔ
Iă-
TăVNDă
THEOăGIA
ă
NMă1994
CHăSăCPIă
QUYăVÊ
ăKY
ă
GÔ
Că1999-Q1
CHăSăGDPă
QUYăVÊ
ăKY
ă
GÔ
Că1999-Q1
t
CPI-gia2005
GDP-gia1994
CPI
GDP
0
Q1-1999
82.11
63,916.52
1
1
1
Q2-1999
82.06
64,310.94
0.999431624
1.006170862
2
Q3-1999
81.74
62,815.75
0.995435695
0.982778005
3
Q4-1999
80.90
62,860.33
0.985258993
0.983475477
4
Q1-2000
80.71
67,511.64
0.982986096
1.056247117
5
Q2-2000
80.14
68,631.61
0.975941493
1.073769504
6
Q3-2000
79.86
67,159.77
0.97255072
1.050741968
7
Q4-2000
80.52
67,613.98
0.980626488
1.057848268
8
Q1-2001
79.66
72,333.63
0.970183439
1.131689116
9
Q2-2001
79.46
73,367.46
0.967706916
1.147863807
10
Q3-2001
80.01
71,820.81
0.974462521
1.123665838
11
Q4-2001
80.72
72,130.46
0.983057828
1.128510438