Bài dịch Động thái của lạm phát và sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM
Chuyên ngành Tài chính công
YZ
Môn Tài Chính Tiền Tệ

Bài dịch:

ĐỘNG THÁI CỦA LẠM PHÁT VÀ SỰ TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH
TIỀN TỆ Ở VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC CHÂU Á MỚI NỔI
Inflation dynamics and monetary policy transmission in Vietnam and emerging Asia
Rina Bhattacharya
 
 

 

Giáo viên giảng dạy: GS.TS Sử Đình Thành
Sinh viên thực hiện: Trần Thành Danh
Bùi Thị Thùy Dương

MSHV: 7701260531A

Nguyễn Thị Thanh Huyền

MSHV: 7701260675A

Chu Trần Minh Nguyệt

MSHV: 7701260852A

Lê Ngọc Thùy Nữ

MSHV: 7701260892A

Vũ Thanh Tâm

MSHV: 7701260987A

Lớp: PF01
---------------------------------------Tháng 10-2016
 

MSHV: 7701260491A

 


MỤC LỤC
Tóm tắt ........................................................................................................................2
1. Giới thiệu.................................................................................................................2
2. Diễn biến lạm phát ..................................................................................................4
3. Tổng quan tài liệu....................................................................................................6
4. Mô hình ...................................................................................................................8
5. Dữ liệu và ước lượng kinh tế lượng ......................................................................10
5.1. Vấn đề dữ liệu .................................................................................................10
5.2 Các yếu tố chính dẫn đến lạm phát ở Việt Nam là gì? ....................................11
5.3. Điều gì giải thích lạm phát của Việt Nam tương đối cao so với các nền kinh
tế thị trường mới nổi khác trong khu vực? ............................................................17
6. Kiến nghị chính sách và kết luận ..........................................................................21
Phụ lục A. Phụ lục dữ liệu ........................................................................................23
Tài liệu tham khảo.....................................................................................................24

 
 

 

 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

ĐỘNG THÁI CỦA LẠM PHÁT VÀ SỰ TRUYỀN DẪN CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ
Ở VIỆT NAM VÀ CÁC NƯỚC CHÂU Á MỚI NỔI
Rina Bhttacharya

Tóm tắt
Bài nghiên cứu này cung cấp góc nhìn tổng quan về sự phát triển lạm phát ở
Việt Nam trong những năm sau công cuộc cải cách đổi mới, và sử dụng phân tích
thực nghiệm để trả lời hai câu hỏi chính: (i) Những yếu tố then chốt nào dẫn đến
lạm phát ở Việt Nam và chính sách tiền tệ có vai trò gì? Và (ii) Tại sao lạm phát ở
Việt Nam liên tục ở mức cao hơn so với những nền kinh tế mới nổi khác ở trong
khu vực? Bài nghiên cứu tập trung vào việc tìm hiểu cơ chế truyền dẫn chính sách
tiền tệ ở Việt Nam, và tìm hiểu mức độ lý giải của chính sách tiền tệ về việc tại sao
lạm phát ở Việt Nam cao hơn so với các thị trường mới nổi khác ở châu Á trong
thập kỷ vừa qua.
1. Giới thiệu
Việt Nam đang ở trong tiến trình chuyển đổi từ một nền kinh tế tập trung
sang nền kinh tế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa từ sau công cuộc cải cách
đổi mới vào năm 1986. Vào đầu cho đến giữa những năm 1990, các biện pháp tự do
hóa đã đem lại hiệu quả như việc mở rộng xuất khẩu một cách nhanh chóng và đạt
được tăng trưởng kinh tế khá cao, với tốc độ tăng trưởng GDP thực tế trung bình

khoảng 9%/năm. Tăng trưởng kinh tế sau đó giảm đi ở cuối những năm 1990 nhưng
có xu hướng tăng trở lại với tốc độ tăng trưởng GDP thực tế tăng đều và đạt 8,5%
vào năm 2007. Kể từ đó, tốc độ tăng trưởng chậm lại, đạt 5% vào năm 2012, phần
lớn là do chính sách tiền tệ và chính sách tài khóa thắt chặt, đồng thời do sự lan tỏa
của khủng hoảng tài chính toàn cầu (World Bank, 2012). Cùng lúc đó, lạm phát
giảm mạnh trong suốt giai đoạn năm 2012, với chỉ số CPI giảm từ 18,1% (cuối năm
2011) xuống 6,8% (cuối năm 2012), và lạm phát cơ bản giảm từ 14,3% xuống 9,6%
cùng kỳ.

2
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

Trái ngược với chiều hướng giảm tốc của lạm phát, Việt Nam đối mặt với
tình hình lạm phát cao và không ổn định so với những nền kinh tế châu Á mới nổi
khác từ giữa năm 2007 (Hình 1). Đây là hậu quả của khuôn khổ chính sách kinh tế
vĩ mô yếu kém. Cụ thể, chính sách tiền tệ ở Việt Nam đã bị chỉ trích vì sự thiếu
minh bạch và khả năng dự đoán, vì việc theo đuổi cùng lúc nhiều mục tiêu (xung
khắc) (Quỹ Tiền tệ Quốc tế, 2010; Moody’s Investor Services, 2011). Trong thực tế,
bốn mục tiêu cơ bản định hướng cho chính sách tiền tệ ở Việt Nam trong những
năm vừa qua là: thúc đẩy tăng trưởng kinh tế, chống lạm phát, duy trì cân bằng tỷ
giá hối đoái và duy trì cân bằng hệ thống tài chính. Ngoài ra còn có việc sử dụng
hợp lý trần lãi suất và kiểm soát tín dụng.

Hình 1. Lạm phát toàn phần của các nước châu Á mới nổi 1/ (%; hàng năm)
Nguồn: CEIC Data Company Ltd. 1/Số liệu được tính bằng phần trăm thay đổi hàng
năm trên dữ liệu điều chỉnh theo mùa

Mặc dù khuôn khổ chính sách tiền tệ ở Việt Nam đã bị chỉ trích bởi nhiều
quan sát viên (trong và ngoài nước), nhưng cho đến nay có rất ít nghiên cứu thực
nghiệm tìm hiểu về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ hoạt động trong thực tiễn
và hướng tác động như thế nào tới lạm phát. Thêm vào đó, chính sách tiền tệ cũng
3
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

đồng thời dẫn tới nhiều kết quả và kết luận mâu thuẫn. Bài nghiên cứu sẽ góp phần
đóng góp một nghiên cứu thực nghiệm cho lĩnh vực này.
Phần 2 của bài nghiên cứu cung cấp góc nhìn tổng quan về sự phát triển của
lạm phát ở Việt Nam những năm sau đổi mới. Theo sau đó phần 3 sẽ đánh giá ngắn
gọn những nghiên cứu thực nghiệm hiện có về lạm phát ở Việt Nam. Phần 4 giới
thiệu về mô hình lý thuyết đơn giản về lạm phát, và phần 5 sẽ đưa ra và thảo luận về
kết quả thực nghiệm có được từ việc phân tích kinh tế các dữ liệu. Nghiên cứu thực
nghiệm tìm kiếm câu trả lời cho hai câu hỏi: (i) những yếu tố chính nào dẫn đến lạm
phát ở Việt Nam và chính sách tiền tệ có vai trò gì? và (ii) tại sao lạm phát ở Việt
Nam liên tục ở mức cao hơn so với những nền kinh tế mới nổi khác ở trong khu
vực? Phần cuối cùng của bài nghiên cứu đưa ra kết luận và thảo luận về ý nghĩa
chính sách của nghiên cứu thực nghiệm được nêu ra trong bài nghiên cứu này.
2. Diễn biến lạm phát
Việt Nam đã trải qua thời kỳ siêu lạm phát trong nửa sau những năm 1980 và
đầu những năm 1990, nhưng một nỗ lực ổn định đưa lạm phát được kiểm soát.
Chính sách tiền tệ và tài khóa thắt chặt đóng vai trò quan trọng trong việc đưa lạm
phát giảm từ hơn 300% hàng năm trong giai đoạn 1986-1988 xuống dưới 20% vào
năm 1992 và gần 10% vào năm 1995 (Camen, 2006). Những nỗ lực ổn định dẫn đến
sự tăng trưởng mạnh mẽ trong những năm đầu thập niên 1990 (Quỹ Tiền tệ Quốc tế,

2010; Maliszewski, 2010).
Lạm phát vừa phải trong khi tăng trưởng chậm lại trong những năm cuối
thập niên 1990 và đầu những năm 2000. Trong khi cuộc khủng hoảng châu Á là
nguyên nhân chính của sự tăng trưởng chậm lại trong những năm cuối thập niên
1990, thì một phần nguyên nhân là do sự phát triển không ổn định trong quá khứ do
phụ thuộc vào việc đầu tư đòi hỏi nhiều vốn, mà chủ yếu là các doanh nghiệp nhà
nước trong ngành kém cạnh tranh. Nền kinh tế bắt đầu phục hồi vào cuối năm 1999,
phần lớn là do sự trở lại của đầu tư trong nước nhưng tỷ lệ tăng trưởng chậm hơn so
với những năm đầu thập niên 1990. Việt Nam trải qua hai năm giảm phát nhẹ vào
4
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

năm 2000 và 2001 do dư thừa công suất và giá hàng hóa giảm xuống, và cả tỉ lệ lạm
phát toàn phần và tỷ lệ lạm phát cơ bản vẫn ở mức thấp trong năm 2002 và 2003
(Maliszewski, 2010).
Lạm phát tăng mạnh khi tăng trưởng tăng mạnh từ năm 2004 đến giữa năm
2008, phản ánh sự gia tăng liên tục trong giá hàng hóa quốc tế và dư cầu ngày càng
tăng, do phần lớn đầu tư lớn của các doanh nghiệp nhà nước và sự gia tăng đầu tư
trực tiếp nước ngoài vào thời gian Việt Nam sắp gia nhập Tổ chức Thương mại thế
giới (Quỹ Tiền tệ Quốc tế, 2010). Lạm phát toàn phần đạt đỉnh gần 25% trong quý 3
năm 2008 nhưng sau đó bắt đầu giảm mạnh do suy yếu nhu cầu trong nước và giá
lương thực và năng lượng thấp hơn, giảm đến 2,4% trong quý 3 năm 2009.
Tuy nhiên, lạm phát toàn phần sau đó bắt đầu tăng trở lại vào cuối năm 2009,
phản ánh một phần tác động của gói kích thích kinh tế để đáp ứng với cuộc khủng
hoảng toàn cầu. Một chính sách kích cầu khá lớn lên tới khoảng 5% GDP được thực
hiện trong năm 2009, trong khi lãi suất cơ bản giảm khoảng 700 điểm cơ bản giữa

tháng 10 năm 2008 và tháng 2 năm 2009 và giữ ở mức 7% cho đến tháng 11 năm
2009. Trong khi đó, thanh khoản được bơm qua nghiệp vụ thị trường mở cũng như
tỷ lệ dự trữ bắt buộc thấp hơn nhiều đối với tiền gửi bằng đồng Việt Nam. Trong
năm 2010, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam ban đầu và tạm thời thắt chặt chính sách
tiền tệ để kiểm soát lạm phát, nhưng ngay sau đó đảo ngược quan điểm chính sách
tiền tệ và nới lỏng chính sách tiền tệ một lần nữa vào giữa năm. Điều này góp phần
làm lạm phát toàn phần tăng đều đặn đạt mức 20,2% trong quý 3 năm 2011. Lạm
phát toàn phần sau đó giảm đều đặn đạt mức thấp 6,3% trong quý 3 năm 2012, phản
ánh mức độ tác động lớn của một gói các biện pháp thắt chặt chính sách tiền tệ và
tài khóa của chính phủ công bố vào cuối tháng 2 năm 2011 và được biết đến như là
"Nghị quyết 11". Gần đây, lạm phát toàn phần đã có dấu hiệu tăng lên một lần nữa.
Lạm phát cơ bản có khuynh hướng tương tự lạm phát toàn phần, nhưng sự
tăng và giảm của lạm phát đã dần dần thoai thoải nhiều hơn (Hình 2).

5
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

Hình 2. Lạm phát CPI tại Việt Nam giai đoạn 1999-2012 (Tỷ lệ phần trăm thay đổi
so với năm trước)1/
3. Tổng quan tài liệu
Các tài liệu hiện có về yếu tố quyết định lạm phát và động thái lạm phát ở
Việt Nam còn hạn chế và có xu hướng đưa ra những kết luận trái ngược nhau.
Những nghiên cứu thực nghiệm hiện có không đồng ý về vai trò tổng lượng tiền tệ
(monetary aggregates) trong việc dẫn đến lạm phát ở Việt Nam, một phần là do tổng
lượng tiền có khả năng đã thay đổi theo thời gian. Hung và Pfau (2008) thấy rằng
phân tích nhân quả Granger phép đo cung tiền M2 tạo ra tốc độ tăng trưởng sản

lượng thực tế nhưng không gây ra lạm phát trong giai đoạn 1996-2005. IMF (2003)
báo cáo kết quả thực nghiệm cho thấy tăng cung tiền mở rộng (broad money) chỉ có
thể giải thích được 10% thay đổi của lạm phát cơ bản trong giai đoạn 1995-2003, và
kết luận rằng vai trò của tổng lượng tiền đối với lạm phát giá tiêu dùng không mạnh
mẽ và cũng không đáng kể. Ngược lại, IMF (2006) kết luận tăng cung tiền M2 ảnh
hưởng đáng kể đến động thái lạm phát ở Việt Nam, với độ trễ 12 tháng, trong giai
đoạn 2001-2006. Các kết luận khác nhau của IMF (2003) và IMF (2006) có khả
năng do sự tự do hóa giá cả trong nước trong giai đoạn 2002 – 2004 đã làm tăng khả
năng đáp ứng của giá cả trong nước đối với tổng lượng tiền tệ. IMF (2006) cũng
6
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

cho thấy rằng lạm phát CPI phản ứng tích cực với sự thu hẹp lỗ hổng sản lượng (a
narrowing of the output gap) (nghĩa là GDP thực tăng tương đối so vói GDP tiềm
năng thì áp lực lạm phát bắt đầu xuất hiện). Minh (2009), Nguyen và Nguyen
(2010), cả hai tìm thấy sự tăng trưởng cung tiền M2 có tác động (tích cực) vừa phải
và đáng kể đến lạm phát CPI, nhưng với một độ trễ thời gian là 5 tháng hoặc lâu
hơn. Camen (2006) thấy rằng sự tăng trưởng của cung tiền M2 giải thích ít hơn 5%
các dự báo biến động của lạm phát CPI, nhưng tốc độ tăng trưởng tổng tín dụng nền
kinh tế giải thích khoảng 25% các dự báo biến động sau 24 tháng, trong một nghiên
cứu thực nghiệm giai đoạn 1996-2005.
Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy lãi suất không có tác động nào
đáng kể đến lạm phát. Hung và Pfau (2008) nghiên cứu vai trò của lãi suất (cho
vay) thực tế và kết luận rằng nó không có ý nghĩa thống kê đối với tăng trưởng sản
lượng hay lạm phát CPI trong giai đoạn 1996 – 2005. Điều này phù hợp với kết quả
thực nghiệm của Nguyen và Nguyen (2010): tác động của sự thay đổi lãi suất gần

như ngay lập tức nhưng rất yếu, và sớm trở thành không đáng kể. Camen (2006)
báo cáo rằng mức lãi suất (lãi suất cho vay) giải thích ít hơn 5% dự báo biến đổi của
lạm phát CPI trong giai đoạn 1997-2005.
Quay trở về tỷ giá hối đoái danh nghĩa, kết quả thực nghiệm hiện có trình
bày một loạt các ước tính về tác động của tỷ giá đối với lạm phát. Trong giai đoạn
những năm 1990, Goujon (2006) lập luận, trên cơ sở phân tích thực nghiệm của
ông, rằng lạm phát tại Việt Nam được gây ra bởi sự thay đổi tỷ giá hối đoái và sự
dư thừa tiền mở rộng. IMF (2003) kết luận rằng biến động trong tỷ giá danh nghĩa
đa phương (nominal effective exchange rate – NEER) giải thích 10% sự biến đổi
lạm phát cơ bản trong giai đoạn 1995-2003, với hệ số chuyển hóa từ tỷ giá vào giá
cả nội địa (pass-through coefficient) là 0,25 trong năm đầu tiên. Ngược lại, IMF
(2006), trong một phân tích thực nghiệm của giai đoạn 2001-2006, báo cáo hệ số
chuyển hóa từ tỷ giá vào giá cả nội địa chỉ 0,03 trong năm đầu tiên cho lạm phát
CPI. Camen (2006) thực hiện ước tính VAR và thấy rằng biến động của tỷ giá danh
nghĩa đa phương giải thích 19% các dự báo biến động của lạm phát CPI sau 12
7
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

tháng. Minh (2009) báo cáo một hệ số chuyển hóa từ tỷ giá vào giá cả nội địa 0,08
trong năm đầu tiên, với sự tác động của biến động tỷ giá hối đoái lên lạm phát hoàn
toàn mất đi sau 15 tháng. Những phát hiện của ông dựa trên hàm phản ứng đẩy
(Impulse response functions – IRF) được tính toán sử dụng dữ liệu theo tháng cho
giai đoạn từ tháng 1 năm 2001 đến tháng 2 năm 2007. So với các nghiên cứu thực
nghiệm trước đó Nguyen và Nguyen (2010) tìm thấy một vai trò lớn hơn và ý nghĩa
hơn của tỷ giá hối đoái trong việc gia tăng áp lực lạm phát, đặc biệt trong trường
hợp phá giá tiền tệ (devaluation). Họ giải thích sự khác biệt này là do các nghiên

cứu trước đó đã sử dụng dữ liệu ở các giai đoạn tỷ giá hối đoái chủ yếu được giữ
cứng nhắc, trong khi nghiên cứu của họ thuộc giai đoạn từ năm 2008 đến cuối năm
2010, tỷ giá hối đoái biến động mạnh hơn.
Về giá cả hàng hóa thế giới, Camen (2006) với ước tính rằng những biến
động của giá xăng dầu và gạo giải thích 21% và 11%, đối với các dự báo biến đổi
của lạm phát CPI sau 12 tháng. Minh (2009) cũng cho thấy rằng giá dầu có một tác
động đáng kể đến lạm phát giá tiêu dùng. Gần đây hơn, Nguyen, Cavoli và Wilson
(2012) sử dụng một loạt các kỹ thuật ước lượng chuỗi thời gian (time series) và kết
luận rằng cung tiền, giá dầu và giá gạo có những ảnh hưởng mạnh nhất đến lạm
phát CPI ở Việt Nam.
4. Mô hình
Các phân tích thực nghiệm trong bài báo này theo mô hình lạm phát được
phát triển bởi Goujon (2006), và sửa đổi bởi Nguyen et al. (2012), đối với một nền
kinh tế mở nhỏ nhận giá như Việt Nam. Cấu trúc của mô hình được giải thích trong
phần này.
Tỷ lệ lạm phát CPI là một hàm trọng số của những thay đổi trong giá hàng
hóa thương mại (hàng hóa và dịch vụ có thể trao đổi thương mại –tradable goods)
và hàng hóa phi thương mại (hàng hóa, dịch vụ sản xuất và tiêu thụ trong nước
không dễ dàng thay thế bằng hàng nhập khẩu và xuất khẩu sang nước khác – nontradable goods), quy định như sau:
8
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

Δpt = θ ΔptT + (1 – θ) ΔptNT

(1)

trong đó: p biểu thị các hàm log của chỉ số giá tiêu dùng (CPI), pT và pNT là các hàm
log của giá hàng hoá thương mại và phi thương mại, θ là trọng số không đổi của giá
cả hàng hoá thương mại và phi thương mại trong chỉ số CPI ( 0 < θ <1), và Δ là sai
phân cấp 1 (first difference).
Đối với một nền kinh tế nhận giá, tỷ lệ thay đổi giá hàng hóa thương mại là:
ΔptT = λΔεt + μΔptW

(2)

trong đó: ε là log của tỷ giá hối đoái danh nghĩa so với đô la Mỹ, và pW là viết tắt
của giá quốc tế đối với hàng hóa thương mại (bằng đô la Mỹ).
Khi nền kinh tế của Việt Nam bị đô la hóa cao, sự biến động của tỷ giá hối
đoái không chỉ ảnh hưởng đến giá cả hàng hoá thương mại mà còn ảnh hưởng đến
giá cả hàng hóa phi thương mại. Ví dụ, ở Việt Nam, một số mặt hàng phi thương
mại - đặc biệt là hàng hóa lâu bền và bất động sản - được định giá bằng USD. Ngoài
ra, một số dịch vụ, bao gồm một số hợp đồng dài hạn và cho thuê dài hạn, cũng
được tính bằng USD. Kết quả là, sự thay đổi tỷ giá hối đoái chuyển hóa vào lạm
phát trong nước với một rổ hàng hóa rộng hơn so với một nền kinh tế phi đô la hóa.
Hơn nữa, theo sau tỉ giá hối đoái giảm là sự tăng giá của hàng hóa thương mại và
phi thương mại (giá của những hàng hóa này lên xuống theo tỷ giá hối đoái) làm
ảnh hưởng cung và cầu của hàng phi thương mại còn lại. Theo đó, sự thay đổi trong
giá hàng hóa phi thương mại được Goujon (2006) tính như sau:
ΔptNT = αECt – 1 + ηΔεt

(3)

trong đó EC đại diện cho lượng tiền dư thừa và η là tác động của giá bằng USD của
hàng hóa phi thương mại cụ thể. EC có độ trễ vì lượng tiền dư thừa ở đầu kỳ sẽ điều
chỉnh lượng tiền nắm giữ và áp lực lạm phát vào cuối kỳ.
Công thức được suy ra bởi việc thay (2) và (3) vào (1):

Δpt = [λθ + (1 – θ)η] Δεt + θμΔptW + (1 – θ) αECt – 1

(4)

9
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

và được viết rút ngọn như sau:
Δpt = k1 Δεt + k2 ΔptW + k3 ECt – 1

(5)

Thay vì làm theo phương pháp ước lượng hai bước như Goujon (2006),
chúng ta thực hiện theo các phương pháp thông thường được điều chỉnh bởi Nguyen
et al. (2012) bằng cách xác định cầu tiền như một hàm của tổng cầu/đầu ra và lãi
suất danh nghĩa. Điều này dẫn đến mô hình lạm phát là một hàm của lạm phát giá cả
nước ngoài và những thay đổi các biến kinh tế chủ yếu - cung tiền, tổng cầu/sản
lượng thực tế, tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả, và lãi suất danh nghĩa:
Δpt = k1 Δεt + k2 ΔptW + k3ΔMt + k4ΔYt + k5Δrt + ξt

(6)

trong đó M đại diện cho cung tiền, r là lãi suất danh nghĩa (lãi suất tái cấp vốn), Y là
mức sản lượng thực tế (GDP), và ξt biểu thị sai số.
Hệ số cung tiền và lãi suất đại diện cho tác động của chính sách tiền tệ đến
lạm phát. Lý thuyết kinh tế cho rằng sự tăng trưởng cung tiền, lạm phát giá cả nước

ngoài và sự giảm tỷ giá hối đoái danh nghĩa tác động tích cực đến lạm phát trong
nước, trong khi tăng lãi suất và tăng trưởng sản lượng cao hơn (phản ánh năng lực
sản xuất cao hơn và không vượt quá cầu) có ảnh hưởng nghịch đến lạm phát trong
nước.
Chúng ta tiếp tục ước lượng phương trình (6), đo bằng tỷ lệ phần trăm thay
đổi của các biến so với năm trước, ngoại trừ lãi suất, trong đó sử dụng lãi suất danh
nghĩa (tái cấp vốn) cuối kỳ.
5. Dữ liệu và ước lượng kinh tế lượng
5.1. Vấn đề dữ liệu
Trước khi đánh giá mô hình, chúng ta nhìn vào đồ thị về các mối quan hệ
giữa lạm phát toàn phần và các biến chính sách tiền tệ (Hình 3). Lãi suất chúng ta
sử dụng là lãi suất tái cấp vốn. Đồ thị 3 cho thấy một mối quan hệ tích cực chặt chẽ
giữa lạm phát và tăng trưởng tín dụng cho nền kinh tế. Mối quan hệ giữa lạm phát
và lãi suất danh nghĩa dường như thay đổi theo thời gian; đến năm 2006, khó có thể
10
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

nhìn thấy bất kỳ mối quan hệ nào giữa lạm phát và lãi suất, nhưng sau thời gian này
dường như có một mối quan hệ tích cực tạm thời và khác thường (counterintuitive). Tuy nhiên, kết quả này được chứng thực bởi các kết quả của các mô
phỏng VAR thảo luận dưới đây và không phải là hiếm trong các tài liệu VAR và
được gọi là "price puzzle” (giá cả tăng khi thực hiện thắt chặt tiền tệ) (xem
Eichenbaum, 1992; Sims, 1992). Castelnuovo và Surico (2006) cho thấy "price
puzzle ''có thể phát sinh khi lạm phát kỳ vọng duy trì cao và các ngân hàng trung
ương thụ động thay vì dự đoán được sự thay đổi lạm phát.
Trước khi thực hiện ước lượng kinh tế lượng của mô hình, điều quan trọng là
phải tìm hiểu các thuộc tính chuỗi thời gian của các biến đưa vào mô hình. Kiểm

định Dickey-Fuller mở rộng (ADF) 't' những kết quả kiệm định nghiệm đơn vị (unit
root test) được thể hiện trong Bảng 1 dưới đây và cho rằng giả thuyết không (Ho)
của nghiệm đơn vị có thể bị từ chối cho tất cả các biến, ngoại trừ tăng trưởng tín
dụng cho nền kinh tế, kết quả kiểm định là không chắc chắn và không rõ ràng. Số
liệu về GDP thực được điều chỉnh theo mùa bằng cách sử dụng thủ tục điều chỉnh
theo mùa TRAMO/SEATS (Franses, Paap, và Fok, 2005). Tất cả các biến được đo
bằng phần trăm thay đổi so với năm trước, ngoại trừ lãi suất là lãi suất tái cấp vốn
cuối kỳ (cho rằng biến này dường như ổn định, xem dưới đây).
5.2 Các yếu tố chính dẫn đến lạm phát ở Việt Nam là gì?
Bước đầu tiên đề cập tới ước lượng OSL của phương trình giải thích lạm
phát toàn phần CPI giai đoạn từ quý 1 năm 2000 đến quý 2 năm 2012, như là một
hàm số của tăng trưởng GDP, tăng trưởng tín dụng cho nền kinh tế, phần trăm thay
đổi tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả, phần trăm thay đổi chỉ số giảm phát giá
nhập khẩu và lãi suất danh nghĩa. Tỷ lệ phần trăm thay đổi trong chỉ số giảm phát
giá nhập khẩu được sử dụng như là lạm phát giá nước ngoài, và tổng tín dụng cho
nền kinh tế được sử dụng như là cung tiền bởi mang lại kết quả có nhiều ý nghĩa
thống kê và mạnh mẽ hơn là phép đo cung tiền chuẩn. Kiểm định Quandt–Andrews

11
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

đối với các điểm gãy cấu trúc (structural break) đưa ra bằng chứng mạnh mẽ cho
các điểm gãy cấu trúc trong giai đoạn quý 1 năm 2004 và quý 4 năm 2007.

Hình 3. Việt Nam: Lạm phát CPI, lãi suất danh nghĩa, tăng trưởng tín dụng cho nền
kinh tế.*

Bảng 1
Kiểm định nghiệm đơn vị (Ho: nghiệm đơn vị)
Biến
Lạm phát (toàn phần) CPI
Tăng trưởng GDP thực
Tăng trưởng tín dụng cho nền kinh tế
Lãi suất danh nghĩa
Thay đổi trong tỷ giá danh nghĩa đa phương
Thay đổi trong chỉ số giảm phát giá nhập khẩu
* Mức ý nghĩa: 10%
** Mức ý nghĩa: 5%
*** Mức ý nghĩa: 1%

ADF
-5.100***
-3.974**
-2.452
-4.032**
-3.648***
-4.547***

Một điểm gãy cấu trúc trong năm 2004 có thể được giải thích bởi sự kiện là
giá một số mặt hàng quan trọng, bao gồm gạo, xi măng, phân bón, thép xây dựng,
được thả nổi đến một mức độ lớn trong suốt thời gian 2002-2004 1 . Hơn thế nữa,
giai đoạn này cũng chứng kiến việc sử dụng ngày càng tăng của hoạt động thị
trường mở cũng như tự do hóa lãi suất tiền gửi bằng tiền đồng, lãi suất cho vay
bằng tiền đồng và lãi suất cho vay bằng ngoại tệ. Điểm gãy cấu trúc trong quý 4
năm 2007 có thể liên quan đến việc Việt Nam gia nhập WTO từ đầu năm và tiến
                                                            
1

 Pháp lệnh giá số 40, 2002; Nghị định số 170, ngày 12/12/2003; Thông tư 15, ngày 9/3/2004 

12
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

hành các biện pháp để thực hiện cam kết thành viên. Hơn nữa, ngành ngân hàng đã
trải qua một giai đoạn tái cấu trúc khá nhanh trong năm 2007 để chuẩn bị cho sự
cạnh tranh tăng lên bởi các ngân hàng nước ngoài đã gia tăng khả năng tiếp cận thị
trường tài chính trong nước theo cam kết gia nhập WTO của Việt Nam. Quan trọng
hơn nữa, sự gia tăng dòng vốn sau khi gia nhập WTO buộc các nhà chức trách cho
phép tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn nhằm chống lại các cú sốc; kết quả là, từ năm
2008 tỷ giá hối đoái giảm đã xảy ra thường xuyên hơn và với các biên độ lớn hơn
(Nguyen và Nguyen, 2010).
Người ta cho rằng cách tiếp cận vector tự hồi quy (VAR) là thích hợp để xem
xét những yếu tố chính dẫn đến lạm phát ở Việt Nam, chủ yếu là vì cách tiếp cận
này cho phép chúng ta nắm bắt được đầy đủ sự tương tác giữa các biến kinh tế vĩ
mô và các hiệu ứng phản hồi của các biến này. Các biến nội sinh trong VAR bao
gồm chỉ số CPI, tăng trưởng GDP, tăng trưởng tín dụng cho nền kinh tế, phần trăm
thay đổi trong tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả, và lãi suất danh nghĩa. Mô
hình VAR được ước tính trong thời kỳ quý 1 năm 2004 đến quý 2 năm 2012. 2 Biến
ngoại sinh bao gồm phần trăm thay đổi của chỉ số giảm giá nhập khẩu cũng như các
biến giả (dummies) dẫn đến điểm gãy cấu trúc trong quý 4 năm 2007 (cho phép sự
thay đổi của hệ số chặn (intercept term) và hệ số giảm phát giá nhập khẩu). Bởi vì
ngắn hạn có liên quan đến độ trễ của một biến được chọn, phù hợp với kết quả của
Schwarz Information Criterion đối với độ trễ. Sự ổn định của mô hình đã được kiểm

tra dựa trên nghiệm của đa thức đặc trưng AR và tất cả các nghiệm nằm trong vòng
tròn đơn vị cho thấy mô hình thỏa mãn các điều kiện ổn định.
Sự co giãn ngắn hạn và trung hạn của lạm phát theo các biến nội sinh khác
trong mô hình được tính toán từ các phản ứng đẩy của hồi quy VAR, trong đó độ co
giãn được tính bằng cách lấy các phản ứng đẩy tích lũy của lạm phát trước một cú
sốc của một trong những biến trong hệ thống sau j quý chia cho phản ứng đẩy tích
                                                            
2

  Đối với công tác thực nghiệm, không giống như trong Hình. 1, tỷ lệ phần trăm thay đổi theo quý (thay vì tỷ
lệ phần trăm thay đổi so với quý cùng kỳ năm trước) được sử dụng cho các phân tích kinh tế lượng. 

13
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

lũy của các biến nội sinh với cùng một cú sốc sau j quý (Gueorguiev, 2003; Leigh &
Rossi, 2002).
Các phản ứng đẩy được dựa trên phân rã phương sai Cholesky- ma trận hiệp
phương sai của phần sai số từ ước lượng mô hình VAR. Lạm phát giá nước ngoài
được dùng như biến ngoại sinh và ảnh hưởng đến tất cả các biến còn lại trong mô
hình, cả trong ngắn hạn và trong dài hạn. Thứ tự của các biến đã được sử dụng trong
phân rã Cholesky như sau: lãi suất danh nghĩa, tăng trưởng GDP thực tế, tăng
trưởng tổng tín dụng cho nền kinh tế, phần trăm thay đổi tỷ giá danh nghĩa đa
phương hiệu quả, và lạm phát toàn phần. Điều này hàm ý rằng lãi suất danh nghĩa
ảnh hưởng đến tất cả các biến nội sinh khác trong mô hình trong ngắn hạn; tăng
trưởng GDP thực tạm thời không ảnh hưởng đến lãi suất danh nghĩa nhưng ảnh

hưởng mạnh đến ba biến nội sinh còn lại; tăng trưởng tổng tín dụng cho nền kinh tế
chỉ ảnh hưởng đến tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả và lạm phát toàn phần
trong ngắn hạn; những biến động trong tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả chỉ có
tác động tạm thời đến lạm phát; và lạm phát trong ngắn hạn bị ảnh hưởng bởi các
biến còn lại trong mô hình, nhưng tạm thời không tác động đến các biến nội sinh
còn lại.
Các phản ứng đẩy của lạm phát toàn phần đến những cú sốc trong các biến
nội sinh còn lại được trình bày trong Hình 4. Độ co giãn ước tính được thể hiện
trong Bảng 2, trong đó độ co giãn có ý nghĩa thống kê có màu vàng, độ co giãn
không có ý nghĩa thống kê có màu cam.
Các phản ứng đẩy cho thấy các yếu tố chính dẫn đến lạm phát trong ngắn
hạn là những biến động trong tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả, trong trung
hạn (từ 2 đến 10 quý) là tăng trưởng GDP và tăng trưởng tín dụng cho nền kinh tế là
những nhân tố chính dẫn đến lạm phát. Sự gia tăng lãi suất danh nghĩa ảnh hưởng
đáng kể đến lạm phát chỉ trong hai quý đầu tiên, và ảnh hưởng tỷ lệ thuận một cách
khác thường. Castelnuovo và Surico (2006) cho rằng điều này có thể xảy ra nếu có
sự duy trì lạm phát kỳ vọng cao và ngân hàng trung ương thụ động hơn là nhìn thấy
14
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

trước sự phản ứng của lạm phát, và cả hai điều này tạo ra nhiều điểm cân bằng.
Những điều đó cho thấy thiếu một biến của mô hình VAR nắm bắt được lạm phát
kỳ vọng liên tục ở mức cao có thể giải thích nguyên nhân của hiện tượng “price
puzzle”.

Hình 4. Phản ứng đẩy của lạm phát từ ước lượng VAR

Bảng 2. Độ co giãn của lạm phát toàn phần đối với những cú sốc của những biến
nội sinh.

Nhưng chính sách tiền tệ (sự thay đổi của lãi suất) có tác động như thế nào
đến các biến nội sinh khác trong mô hình? Hình 5 cho thấy các phản ứng đẩy của
các biến nội sinh trước một cú sốc có độ lệch chuẩn xác định đối với lãi suất danh
15
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

nghĩa (độ lớn của cú sốc được đo bằng một đơn vị độ lệch chuẩn của phần dư từ
mô hình VAR), độ co giãn ước tính được thể hiện trong Bảng 3; như trước, độ co
giãn có ý nghĩa thống kê có màu vàng, độ co giãn không có ý nghĩa thống kê có
màu cam. Các phản ứng đẩy cho rằng cú sốc lãi suất danh nghĩa tác động tỷ lệ
nghịch đáng kể đến tăng trưởng GDP trong 5 quý, và tăng trưởng tín dụng trong 8
quý.

Hình 5. Những phản ứng đối với cú sốc lãi suất một đơn vị độ lệch chuẩn
Bảng 3. Độ co giãn của biến nội sinh đối với những cú sốc của lãi suất danh nghĩa

Tóm lại, kết quả thực nghiệm cho thấy nhân tố chính dẫn đến lạm phát trong
ngắn hạn là biến động của tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả. Tăng trưởng tín
16
 
 

R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

dụng có tác động tích cực đến lạm phát trong trung hạn (2 đến 10 quý) trong khi
những cú sốc tích cực đến tăng trưởng GDP thực có xu hướng tạo ra áp lực lạm
phát sau 4 quý, với sự tác động kéo dài trong 5 quý tiếp theo. Những cú sốc lãi suất
có xu hướng có tác động đáng kể đến tăng trưởng GDP và tăng trưởng tín dụng cho
nền kinh tế trong ngắn hạn và trung hạn.
5.3. Điều gì giải thích lạm phát của Việt Nam tương đối cao so với các nền
kinh tế thị trường mới nổi khác trong khu vực?
Hầu hết các giai đoạn từ đầu năm 2004 đến cuối năm 2011, lạm phát ở Việt
Nam cao hơn đáng kể so với mức trung bình của các nước châu Á mới nổi khác bao gồm trong bài nghiên cứu này là Trung Quốc, Ấn Độ, Sri Lanka, Thái Lan,
Philippines, Malaysia, và Indonesia. Lạm phát ở Việt Nam đạt đỉnh vào giữa năm
2011, một phần do các chính sách thích ứng trong nước dẫn đến giá hàng hóa cao
hơn (đặc biệt là thực phẩm). Trong suốt năm 2010 và 2011, tỷ lệ lạm phát Việt Nam
cao hơn so với các nền kinh tế thị trường mới nổi khác ở châu Á, ngoại trừ quý 2
năm 2010.
Phần này trình bày các kết quả ước lượng theo mô hình dữ liệu bảng động
chéo các nước (a cross-country dynamic panel model) để làm rõ nguồn gốc của lạm
phát ở Việt Nam khác như thế nào so với những nước mới nổi khác trong khu vực
kể trên. Dữ liệu bảng bao gồm Trung Quốc, Ấn Độ, Sri Lanka, Thái Lan,
Philippines, Malaysia, Indonesia và Việt Nam. Dữ liệu của mẫu là dữ liệu hàng quý
từ quý 1 năm 2004 đến quý 2 năm 2012 và được ước tính sử dụng mô hình các ảnh
hưởng cố định (fixed effects model) với một biến phụ thuộc có độ trễ.
Lạm phát hiện tại là biến phụ thuộc là một hàm của lạm phát có độ trễ, cho
thấy được yếu tố lạm phát ỳ (lạm phát quán tính); tốc độ tăng trưởng GDP có độ trễ
(lagged growth rates of GDP) cho thấy áp lực về dư cầu; lãi suất danh nghĩa có độ
trễ một kỳ (the nomial interest rate lagged one period) và tăng trưởng cung tiền M2
có độ trễ (lagged growth in the M2 measure of the money supply) cho thấy độ trễ
trong việc truyền dẫn chính sách tiền tệ; biến động tỷ giá danh nghĩa đa phương
17

 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

hiệu quả có độ trễ (lagged movements in the nominal effective exchange rate) nhằm
nắm bắt mức độ chuyển hóa của tỷ giá vào giá cả trong nước; và các biến động tạm
thời trong chỉ số giảm phát giá nhập khẩu (là một biến ngoại sinh), để nắm bắt được
tầm quan trọng của hàng hóa nhập khẩu, và đặc biệt là giá lương thực và hàng hóa
thế giới, trong rổ hàng tiêu dùng trong nước. Tất cả các biến - ngoại trừ lãi suất
danh nghĩa - được đo bằng tỷ lệ phần trăm thay đổi so với quý trước với số liệu
được điều chỉnh theo mùa. Mô hình này cũng bao gồm các biến giả cho những thay
đổi cấu trúc, trong quý 4 năm 2007 (Việt Nam và Ấn Độ) hoặc quý 3 năm 2008
(Philippines, Malaysia, Indonesia và Thái Lan), trong hệ số chặn. Biến giả một thời
kỳ được sử dụng đối với Indonesia trong quý 4 năm 2005 để phản ánh tác động của
việc tăng 127% trong giá nhiên liệu bán lẻ trung bình áp dụng ngày 1/10/2005 đến
lạm phát.
Trong việc ước lượng, mô hình khác với mô hình GMM hoặc mô hình SGMM không được sử dụng vì tính nhất quán của các kết quả sử dụng các phương
pháp này phụ thuộc chủ yếu vào việc có được một số lượng lớn các dữ liệu thu thập
tại một thời điểm quan sát, không phụ thuộc vào số lượng các quan sát theo chuỗi
thời gian; mẫu của chúng ta thì ngược lại chỉ có tám quan sát được thu thập tại một
thời điểm và một số lượng tương đối lớn các quan sát theo khoảng thời gian. Mặt
khác, ước lượng mô hình ảnh hưởng cố định tiêu chuẩn cho kết quả những ước
lượng hệ số biến phụ thuộc có độ trễ bị chệch xuống dưới – ước lượng chệch bị
giảm thiểu so với thực tế, mặc dù Nickell (1981) đã chỉ ra rằng các ước tính phù
hợp với việc độ chệch nhỏ đi khi tăng T (số lượng khoảng thời gian). Phương pháp
của chúng ta là thêm biến giả của quốc gia cụ thể vào mô hình, sau đó ước tính sử
dụng mô hình GMM-IV tiêu chuẩn (phương pháp GMM với biến công cụ) bởi vì
phương pháp này mang lại cho chúng ta ước tính hệ số được điều chỉnh cho nội

sinh, phương sai thay đổi và tự tương quan 3 . Đặc biệt, để lấy ước tính nội sinh có
                                                            
3

Vì chúng ta sử dụng biến nội sinh có độ trễ như là các công cụ, ước tính hệ số được điều chỉnh cho tự tương
quan có hiệu quả hơn

18
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

thể có của một số các biến giải thích (như tăng trưởng GDP và tăng trưởng cung
tiền M2), giá trị có độ trễ của các biến nội sinh tiềm ẩn và các biến phụ thuộc được
sử dụng như là công cụ trong phương pháp GMM.

Bảng 4. Nguồn gốc của lạm phát ở Việt Nam và các nước châu Á
Những kết quả kinh tế lượng được thể hiện trong Bảng 4, để ngắn gọn, các
hệ số của biến giả không được báo cáo. Để kiểm tra tính hợp lệ của các công cụ,
chúng ta áp dụng kiểm định J Hansen, trong đó giả thuyết Ho là các công cụ là một
nhóm là biến ngoại sinh. Các giá trị p-value của thống kê Hansen J không bác bỏ
giả thuyết Ho, cho thấy rằng công cụ của chúng ta thiết lập là hợp lý. Hơn nữa, số
liệu thống kê Jarque-Bera chỉ ra rằng các phần dư từ các phương trình ước lượng có
phân phối chuẩn.
Kết quả báo cáo trong Bảng 4 cho thấy, đối với tất cả các nước trong mẫu,
lạm phát trong quá khứ và các biến động tạm thời trong giá nhập khẩu là yếu tố
quan trọng tác động đến lạm phát. Tốc độ tăng trưởng GDP có độ trễ hoặc tốc độ
tăng trưởng cung tiền có độ trễ, biến động tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả có

19
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

độ trễ, và lãi suất danh nghĩa có độ trễ dường như không ảnh hưởng đến lạm phát
trong mẫu nghiên cứu trong giai đoạn được sử dụng để ước tính.
Những kết quả kinh tế lượng ở Việt Nam cho thấy lạm phát ở Việt Nam có
một mức độ dai dẳng lâu hơn so với lạm phát ở các nước khác (Bảng 4, hồi quy 2).
Đặc biệt, một điểm phần trăm lạm phát trong quá khứ có liên quan tới sự gia tăng
lạm phát khoảng 0,87 trong giai đoạn hiện tại ở Việt Nam - cao hơn 0.51 điểm phần
trăm so với trung bình mẫu. 4 Kết quả được thể hiện trong Hình 6, các tác động của
một cú sốc đến lạm phát kéo dài hơn ở Việt Nam so với các nền kinh tế châu Á mới
nổi khác. Điều này có thể phản ánh sự chậm điều chỉnh của kỳ vọng lạm phát
và/hoặc chính sách tiền tệ thích ứng hơn ở Việt Nam so với các nước khác. Lãi suất
danh nghĩa có độ trễ một kỳ cũng như tăng trưởng cung tiền có độ trễ không có tác
động đến lạm phát ở Việt Nam hay ở các nền kinh tế châu Á mới nổi khác trong
mẫu nghiên cứu.

Hình 6. Tình trạng dai dẳng của một lần tăng trong lạm phát
Những kết quả kinh tế lượng cũng cho thấy tăng trưởng GDP có độ trễ và
biến động của tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả có độ trễ có tác động quan
trọng đến lạm phát toàn phần ở Việt Nam, không giống như ở các nước khác trong
khu vực trong giai đoạn mẫu. Tự do hóa giá cả điều hành ở Việt Nam có thể làm
                                                            
4

Ước tính này được so sánh với những báo cáo trong IMF (2006) và Nguyen et al. (2012) - trong đó ước tính

hệ số đối với lạm phát trong quá khứ tương ứng vào khoảng 0,79 và 0,82 đối với Việt Nam.

20
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

tăng các cơ chế truyền tải của tổng cầu đến lạm phát từ năm 2002 trở đi (xem IMF,
2006). Các kết quả thực nghiệm cho thấy trong giai đoạn mẫu, một điểm phần trăm
tăng trong tốc độ tăng trưởng GDP có liên quan đến 1,03 điểm phần trăm tăng trong
tỷ lệ lạm phát. Các kết quả thực nghiệm cũng cho thấy rằng, không giống như ở các
nền kinh tế thị trường mới nổi khác ở châu Á, một điểm phần trăm giảm của tỷ giá
danh nghĩa đa phương hiệu quả có liên quan với sự gia tăng 0,33% lạm phát tại Việt
Nam. Lạm phát nước ngoài (đại lượng thay thế gần đúng là biến động của chỉ số
giảm phát giá nhập khẩu) cũng có tác động phần nào mạnh hơn đến lạm phát ở Việt
Nam so với các nền kinh tế thị trường mới nổi châu Á khác trong mẫu của chúng ta.
6. Kiến nghị chính sách và kết luận
Các phân tích thực nghiệm trong nghiên cứu này đã tìm ra câu trả lời cho ba
câu hỏi chính:
1- Những yếu tố chủ yếu nào dẫn đến lạm phát ở Việt Nam và chính sách
tiền tệ có vai trò gì?
2 - Tại sao lạm phát ở Việt Nam liên tục ở mức cao hơn so với những nền
kinh tế mới nổi khác ở trong khu vực?
Và 3- Có sự đánh đổi giữa lạm phát và tăng trưởng hay không?
Kết quả thực nghiệm của chúng tôi cho thấy những yếu tố chủ yếu dẫn đến
lạm phát trong ngắn hạn là những thay đổi trong tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu
quả. Tăng trưởng tín dụng có tác động tích cực đáng kể đến lạm phát trong trung
hạn từ 2 -10 quý, trong khi những cú sốc tích cực đến tăng trưởng GDP thực có xu

hướng tạo ra áp lực lạm phát sau 4 quý, với tác động kéo dài cho 5 quý tiếp theo.
Những cú sốc lãi suất có xu hướng ảnh hưởng đáng kể đến tăng trưởng GDP và
tăng trưởng tín dụng cho nền kinh tế từ ngắn đến trung hạn. Bên cạnh đó, có một
mối quan hệ mạnh mẽ và đáng kể giữa lạm phát và tăng trưởng tổng tín dụng cho
nền kinh tế ở Việt Nam, đây không phải trường hợp của lạm phát và sự tăng cung
tiền (được đo bằng M2). Mặt khác, sự phản ứng của lạm phát đối với sự gia tăng lãi
suất danh nghĩa dường như chỉ đáng kể trong hai quý đầu tiên và phản ứng tích cực.
21
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

Điều này có thể là do đến nay Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã khá thụ động thay
vì đoán trước được sự phản ứng của lạm phát.
Phân tích kinh tế của chúng tôi tiếp tục xác nhận lạm phát ở Việt Nam kéo
dài dai dẳng hơn so với những nền kinh tế mới nổi khác ở châu Á. Cụ thể, những
phân tích cho thấy một điểm phần trăm của lạm phát trong quá khứ liên quan tới sự
gia tăng lạm phát khoảng 0.87 trong giai đoạn hiện tại ở Việt Nam - cao hơn 0,51
điểm phần trăm so với trung bình mẫu. Điều này có thể phản ánh sự chậm điều
chỉnh của kỳ vọng lạm phát, và/hoặc chính sách tiền tệ thích ứng hơn ở Việt Nam
so với các nước khác. Hơn nữa, bằng chứng cho thấy tăng trưởng GDP có độ trễ và
biến động của tỷ giá danh nghĩa đa phương hiệu quả có độ trễ, có tác động quan
trọng đến lạm phát toàn phần ở Việt Nam, không giống như ở các nước khác trong
khu vực, trong giai đoạn mẫu quý 1 năm 2004 đến quý 2 năm 2012. Lạm phát nước
ngoài, đại lượng thay thế gần đúng là chỉ số giảm phát giá nhập khẩu, dường như
cũng có tác động phần nào mạnh hơn tại Việt Nam so với các nền kinh tế thị trường
mới nổi khác ở châu Á.
Một phát hiện quan trọng trong phân tích của chúng tôi là lãi suất ở Việt

Nam dường như không có tác động quan trọng đến lạm phát toàn phần (trái ngược
với tăng trưởng) không những trong ngắn hạn mà còn trong trung hạn; theo đó, có
thể kết luận rằng cơ chế truyền tải chính sách tiền tệ ở Việt Nam là yếu. Một số biện
pháp có thể được thực hiện nếu chính quyền muốn sử dụng lãi suất như một công cụ
hiệu quả hơn để chống lại lạm phát. Ba khuyến nghị cụ thể có thể được thực hiện là:
- Thứ nhất, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam phải được giao một nhiệm vụ rõ
ràng và tự chủ hơn để theo đuổi sự ổn định giá cả là mục tiêu chính sách đầu tiên
của mình. Luật Ngân hàng Nhà nước Việt Nam, thông qua vào tháng 6 năm 2010,
đã không đưa ra nhiệm vụ rõ ràng như vậy, trong đó nêu tại Khoản 1 Điều 4 là
“Hoạt động của Ngân hàng Nhà nước nhằm ổn định giá trị đồng tiền; bảo đảm an
toàn hoạt động ngân hàng và hệ thống các tổ chức tín dụng; bảo đảm sự an toàn,

22
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

hiệu quả của hệ thống thanh toán quốc gia; góp phần thúc đẩy phát triển kinh tế - xã
hội theo định hướng xã hội chủ nghĩa.”
- Thứ hai, hạn chế sử dụng biện pháp hành chính về lãi suất, phân bổ tín
dụng và tăng trưởng, với lãi suất phải do thị trường xác định theo thời gian.
- Thứ ba, việc thiết lập một hành lang lãi suất sẽ rất hữu ích, kết hợp cả lãi
suất cho vay và lãi suất huy động, như là một công cụ quan trọng của chính sách
tiền tệ; các “hành lang” được thực hiện tháng 5 năm 2008, bao gồm lãi suất tái cấp
vốn và lãi suất chiết khấu, không tạo ra một hành lang đúng cho lãi suất liên ngân
hàng bởi vì cả hai đều là lãi suất cho vay. Cần lưu ý rằng Mohanty và Turner (2008)
kết luận việc áp dụng khuôn khổ quản lý thanh khoản mới tại Ấn Độ vào năm 2004
đã tạo ra một hành lang cho sự thay đổi của lãi suất liên ngân hàng hàng ngày, dẫn

đến một sự cải thiện đáng kể trong cách điều hành của Ngân hàng dự trữ Ấn Độ về
lãi suất thị trường.

Lời cảm ơn
Các tác giả xin cảm ơn Ashvin Ahuja, Kelly Eckhold, Sanjay Kalra, Heedon
Kang, Tho Nguyen, Sam Ouliaris, Masahiko Takeda, và Chris Towe đã có những
nhận xét và sự góp ý rất hữu ích. Tất cả các lỗi và thiếu sót thuộc trách nhiệm duy
nhất của tác giả./.
Phụ lục A. Phụ lục dữ liệu
Biến
CPI toàn phần
CPI cơ bản
Chỉ số giảm phát giá nhập
khẩu
GDP thực

Nguồn dữ liệu
Tổng cục Thống kê Việt Nam, Cơ sở Dữ liệu Haver và CEIC
Tổng cục Thống kê Việt Nam
Cơ sở Dữ liệu GEE, Quỹ Tiền tệ Quốc tế

Tổng cục Thống kê Việt Nam và Cơ sở Dữ liệu World
Economic Outlook, Quỹ Tiền tệ Quốc tế
Tín dụng cho nền kinh tế
Ngân hàng Nhà nước Việt Nam
M2
Thống kê Tài chính Quốc tế
Lãi suất danh nghĩa
Thống kê Tài chính Quốc tế (IFS) và Hệ thống Chuyển quỹ
liên ngân hàng (IFTS)

Tỷ giá danh nghĩa đa Số liệu được tính bởi IMF với dữ liệu từ chính quyền các
phương hiệu quả
nước

23
 
 


R. Bhattacharya / Journal of Asian Economics – Số 34 (2014) – Trang 16 – 26

Tài liệu tham khảo
Camen, U. (2006). Monetary policy in Vietnam: The case of a transition country BIS
Papers, vol. 31. In Monetary Policy in Asia: Approaches and implementation (pp. 232–252). Basle,
Switzerland: Bank for International Settlements.
Castelnuovo, E., & Surico, P. (2006). The price puzzle: Fact or artifact? Bank of England
Working Paper No. 288 London, United Kingdom: Bank of England.
Eichenbaum, M. (1992). Comment on ‘Interpreting the macroeconomic time series facts:
The effects of monetary policy’ by C.A. Sims. European Economic Review, 36(5), 1001–1011.
Franses, P. H., Paap, R., & Fok, D. (2005). Performance of seasonal adjustment
procedures: Simulation and empirical results. European Commission and Organisation for
Economic Cooperation and Development.
Goujon, M. (2006). Fighting inflation in a dollarized economy: The case of Vietnam.
Journal of Comparative Economics, 34, 564–581.
Gueorguiev, N. (2003). Exchange rate pass-through in Romania IMF Working Paper
04/223 Washington, DC, USA: International Monetary Fund.
Hung, L. V., & Pfau, W. D. (2008). VAR analysis of the monetary transmission
mechanism in Vietnam. Hanoi, Vietnam/Tokyo, Japan: State Bank of Vietnam/National Graduate
Institute for Policy Studies.
International Monetary Fund (2003). What drives inflation in Vietnam? A regional

approach IMF Country Report No. 06/422. In Vietnam: Selected Issues. Washington, DC, USA:
International Monetary Fund.
International Monetary Fund (2006). Inflation dynamics in Vietnam IMF Country Report
No. 03/381, August. In Vietnam: Selected Issues. Washington, DC, USA: International Monetary
Fund.
International Monetary Fund (2010). Vietnam—Staff Report for the 2010 Article IV
Consultation. Washington, DC, USA: International Monetary Fund.
Leigh, & Rossi (2002). Exchange rate pass-through in Turkey IMF Working Paper 02/204
Washington, DC, USA: International Monetary Fund.
Maliszewski, W. S. (2010). Vietnam: Bayesian estimation of output gap IMF Working
Paper 10/149 Washington, DC, USA: International Monetary Fund.
Minh, V. V. (2009). Exchange rate pass-through and its implications for inflation in
Vietnam VDF Working Paper No. 0902 Vietnam: Vietnam Development Forum.
Mohanty, M. S., & Turner, P. (2008). Monetary policy transmission in emerging market
economies: What’s new? BIS Papers No. 35. In Transmission Mechanisms for Monetary Policy in
Emerging Market Economies. Basle, Switzerland: Bank for International Settlements.
Moody’s Investor Service (2011). Vietnam: Banking system outlook.
Nguyen, T. T. H., & Nguyen, D. T. (2010). Macroeconomic determinants of Vietnam’s
inflation 2000–2010: Evidence and analysis. Hanoi, Vietnam: Vietnam Centre for Economic and
Policy Research, University of Economics and Business, Vietnam National University.
Nguyen, H. M., Cavoli, T., & Wilson, J. K. (2012). The determinants of inflation in
Vietnam, 2001–09. ASEAN Economic Bulletin, 29(1), 1–14.
Nickell, S. (1981). Biases in dynamic models with fixed effects. Econometrica, 49.
Sims, C. A. (1992). Interpreting the macroeconomic time series facts: The effects of
monetary policy. European Economic Review, 36(5), 975–1011.

24