tiểu luận kinh tế lượng các yếu tố ẢNH HƯỞNG tới lạm PHÁT THẾ GIỚI năm 2016

TRƯỜNG ĐẠI HỌC NGOẠI THƯƠNG
KHOA KINH TẾ QUỐC TẾ
-----



-----

TIỂU LUẬN MÔN KINH TẾ LƯỢNG 1
CÁC YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG TỚI LẠM PHÁT THẾ GIỚI NĂM 2016

Giảng viên hướng dẫn: Ths. Nguyễn Thu Giang
Lớp
Thành viên nhóm 7:

: KTE218(2-1819).3

Nguyễn Thị Vân Anh

1714410022

Vũ Thị Mỹ Hạnh

1714410085

Hà Thanh Hương

1714410108

Nguyễn Diệu Ngọc

1714410169

Lê Thị Thủy

1714410224

Hà Nội, tháng 6 năm 2019


BẢNG PHÂN CÔNG CÔNG VIỆC
STT

Họ tên

Công việc

Mức độ
đóng góp

Tìm dữ liệu thô
Xử lý dữ liệu (clean data)
1

Nguyễn Thị Vân Anh

Tổng hợp, viết mở đầu (phần tổng quát về đề tài),

20%

kết luận, giải pháp kiến nghị

Ý nghĩa thống kê và ý nghĩa kinh tế của các hệ số
hồi quy trong mô hình cuối cùng
Tìm dữ liệu thô
Xây dựng mô hình hồi quy tổng thể, mô hình hồi
quy mẫu.
2

Vũ Thị Mỹ Hạnh

Lập luận, xác định dấu kỳ vọng

20%

Ý nghĩa thống kê và ý nghĩa kinh tế của các hệ số
hồi quy trong mô hình cuối cùng
Đóng góp chỉnh sửa
Tìm dữ liệu thô
Tổng quan nghiên cứu về đề tài, tổng hợp kết luận
3

Hà Thanh Hương

về các đề tài nghiên cứu trước đây

20%

Lập luận, xác định dấu kỳ vọng
Đóng góp chỉnh sửa

4

Nguyễn Diệu Ngọc

Tìm dữ liệu thô
Xử lý dữ liệu (clean data)
Chạy hồi quy với phần mềm R và làm RScript
Phần C - Thống kê mô tả các biến. Xuất bảng kết

20%



quả chạy hồi quy và đánh giá 4 mô hình.
Đóng góp chỉnh sửa
Tìm dữ liệu thô
Vẽ biểu đồ histogram và scatterplot
5

Lê Thị Thủy

Kiểm định
Kết luận và giải pháp kiến nghị
Đóng góp chỉnh sửa

20%


MỤC LỤC

A. LỜI MỞ ĐẦU................................................................................................................................5

I. Đề tài nghiên cứu....................................................................................................................5
II. Tổng quan tình hình nghiên cứu..........................................................................................5
1. Nghiên cứu trong nước.........................................................................................................5
2. Nghiên cứu ở nước ngoài.....................................................................................................6
B. XÂY DỰNG MÔ HÌNH..............................................................................................................6
I. Mô hình hồi quy tổng thể......................................................................................................6
II. Mô hình hồi quy mẫu.............................................................................................................7
C. THỐNG KÊ MÔ TẢ CÁC BIẾN...............................................................................................8
I. Thống kê mô tả.......................................................................................................................8
II. Phân tích tương quan...........................................................................................................10
D. KẾT QUẢ, KIỂM ĐỊNH...........................................................................................................10
I. Kết quả ước lượng hệ số trong các mô hình hồi quy......................................................10
II. Kiểm định...............................................................................................................................13
E. KẾT LUẬN.................................................................................................................................15
F. TÀI LIỆU THAM KHẢO.........................................................................................................16
G. PHỤ LỤC.....................................................................................................................................18


A. LỜI MỞ ĐẦU
I. Đề tài nghiên cứu
Trong kinh tế học, lạm phát là sự tăng lên theo thời gian của mức giá chung của nền kinh tế. Trong
một nền kinh tế, thì lạm phát là sự tăng mức giá chung một cách liên tục của hàng hóa và dịch vụ theo
một khoảng thời gian nhất định và làm cho đồng tiền bị mất giá trị hơn so với trước. Lạm phát là một
trong những chỉ số phản ánh sự ổn định của nền kinh tế vĩ mô, duy trì lạm phát ở mức độ vừa phải là
mục tiêu của tất cả các quốc gia trên thế giới hiện nay.
Theo lý thuyết về lượng tiền của Milton Friedman, mối quan hệ giữa cung tiền và lạm phát được thể
hiện qua phương trình định lượng:
Trong đó: M là lượng tiền
P là giá cả

M*V=P*Y
V là vòng quay của tiền
Y là sản lượng (GDP thực tế)

Phương trình định lượng có thể viết dưới dạng phần trăm như sau:
(%thay đổi của M + % thay đổi của V = %thay đổi của P + % thay đổi của Y)
Thông thường, vòng quay của tiền hay còn gọi là tốc độ chu chuyển của tiền V không thay đổi
nhiều qua từng năm. Giả sử V không thay đổi, khi đó tốc độ tăng của giá cả bằng tốc độ tăng của cung
tiền trừ đi tốc độ tăng của GDP thực tế. Trong trường hợp nền kinh tế đạt mức sản lượng cố định hàng
năm, tỷ lệ tăng của giá cả bằng chính tỷ lệ tăng của cung tiền tệ, tốc độ tăng cung tiền sẽ quyết định tỷ
lệ của lạm phát.
Vậy liệu có một mối quan hệ nhân quả giữa tỷ lệ lạm phát và tốc độ tăng cung tiền hay không? Để
tìm câu trả lời, nhóm nghiên cứu đề tài: “Các nhân tố ảnh hưởng tới lạm phát thế giới năm 2016”.
II. Tổng quan tình hình nghiên cứu
1. Nghiên cứu trong nước



Vương Thị Thảo Bình (2009) “Tiếp cận và phân tích động thái giá cả - lạm phát của Việt Nam
trong thời kì đổi mới bằng một số mô hình toán kinh tế” đã sử dụng mô hình OLS để phân tích động

5


thái của giá cả - lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 1986-2008 cho kết luận yếu tố như cung tiền, lạm phát
kì vọng, giá dầu và khoảng chênh lệch sản lượng có tương quan dương đến lạm phát. (Tài liệu tham
khảo(TLTK) 1)


Lê Duy Hiếu “Lạm phát ở Việt Nam hiện nay: nguyên nhân và giải pháp” đã chỉ ra lạm pháp

ảnh hưởng bởi chính sách tiền tệ, tài chính và tỷ giá bất hợp lý, từ đó đưa ra giải pháp lựa chọn chính
sách tăng mạnh cung, giảm mạnh lãi suất và tỷ giá để giải cứu nền kinh tế. (TLTK 2)
2. Nghiên cứu ở nước ngoài



Muhammad Akbar Ali Shah, Nousheen Arshed, Farrukh Jamal (2014) “Statistical Analysis of

the Factors Affecting Inflation in Pakistan” phân tích các yếu tố ảnh hưởng đến lạm phát ở Pakistan,
chỉ ra mối quan hệ đáng kể giữa lạm phát về CPI là mối quan hệ cùng chiều. Từ đó, chính phủ Pakistan
sẽ thực hiện các biện pháp để kiểm soát CPI trong nền kinh tế. (TLTK 3)



Nigina Qurbanalieva (2013) “An empirical study of factors affecting inflation in Republic of
Tajikistan” nghiên cứu thực nghiệm các yếu tố ảnh hưởng đến lạm phát ở Cộng hòa Tajikistan, các yếu
tố đo độ chênh lệch GDP, tỷ giá hối đoái và tiền lương thực tế đã ảnh hưởng đáng kể tới lạm phát.
(TLTK 4). Từ đó, chúng tôi đã nhận ra rằng ngoài tốc độ tăng trưởng cung tiền thì còn có nhiều yếu tố
khác tác động đến tỷ lệ lạm phát, đó là Chỉ số giá tiêu dùng, Tổng sản phẩm quốc nội, Tỷ giá hối đoái,
Lạm phát kỳ vọng và Lãi suất thực tế.
B. XÂY DỰNG MÔ HÌNH
I. Mô hình hồi quy tổng thể
Mô hình nghiên cứu sự phụ thuộc của tỷ lệ lạm phát vào 6 biến số: tốc độ tăng cung tiền, chỉ số giá
tiêu dùng, tổng sản phẩm quốc nội, tỷ giá hối đoái, tỷ lệ lạm phát kì vọng và lãi suất thực tế.
Inf i = β 0 + β 1* M2i + β 2*

(

)+ β 3*

(

)

+ β 4*

( ) + β 5*Expinfi + β 6*Interi + ui

Trong đó: Biến phụ thuộc là Inflation (Inf).
Các biến đốc lập bao gồm:

6







M2: tốc độ tăng cung tiền.



log(CPI): logarit tự nhiên của chỉ số giá
tiêu dùng trong mỗi quốc gia.




log(GDP): logarit tự nhiên của tổng sản
phẩm quốc nội.

log(E): logarit tự nhiên của tỉ giá hối đoái
thực tế.
Expinf: lạm phát kì vọng.
Inter: tỉ lệ lãi suất tự nhiên.

u: sai số ngẫu nhiên.

β0: hệ số chặn của mô hình
β1, β2, β3, β4, β5, β6: mức độ tác động của từng yếu tố lên mô hình.
II. Mô hình hồi quy mẫu
̂

̂

̂

Inf = β + β *M2 + ̂ β *̂

(

̂

)+β *

(

̂

) + β*

̂

̂

( )+ β * Expinf + β *Inter + ̂

Trong đó: Các hệ số β0, β1, β̂2, β̂3, β̂4, β̂5, β̂6 là các ước lượng tương ứng của các hệ số β0, β1, β2,

β3, β4, β5, β6 và

̂ là phần dư.

Cách đo lường các biến trong mô hình và kỳ vọng ảnh hưởng của các biến:
Tên biến

Viết
tắt

Ý nghĩa

Nguồn số liệu

Logarit
hóa

Dấu của
kì vọng

Inflation

Inf

Tỷ lệ lạm phát
(đơn vị: % )

World Development
Indicator –WB

Broadmoney
growth

M2

Tốc độ tăng cung tiền
(đơn vị: %)

World Development
Indicator –WB

Consumer price
index

CPI

Chỉ số giá tiêu dùng
(đơn vị: %, 2010 =100)

World Development
Indicator –WB



+

Gross Domestic
Product

GDP

Tổng sản phẩm quốc nội
(đơn vị: tỷ USD)

World Development
Indicator –WB



-

Exchange rate

E

Tỷ giá hối đoái
(đơn vị: giá trị đồng nội

International

Financial Statistic
(IFS) – IMF



-

tệ/ giá trị đồng đô la Mỹ)
Expected
Inflation

Expinf Mức lạm phát kì vọng
(đơn vị : %)

World Development
Indicator –WB
7

+

+


Real
rate

interest

Inter

Tỷ lệ lãi suất thực tế

World Development
Indicator –WB

(đơn vị: % )

-

C. THỐNG KÊ MÔ TẢ CÁC BIẾN
I. Thống kê mô tả
Với đề tài: "Các nhân tố ảnh hưởng đến lạm phát của các quốc gia trên thế giới", nhóm sử dụng dữ
liệu thu thập từ 118 quốc gia trên thế giới năm 2016. Dưới đây là bảng thống kê mô tả chung:
Trung bình

Trung vị

Độ lệch

Giá trị min

Giá trị max

Số quan

chuẩn

sát

Inf

7.513

2.242

35.296

-3.093

379.848

118

M2

10.428

8.335

15.069

-6.134

142.701

118

log(CPI)

4.887

4.818

0.308

4.582

7.373

118

log(GDP)

3.341

3.037

2.321

-1.109

9.837

118

log(E)

3.626

3.380

2.674

-1.197

10.339

118

Expinf

3.914

2.506

7.291

-3.749

52.815

118

Inter

7.560

6.713

10.883

-70.439

49.980

118

(Bảng kết quả xuất từ phần mềm R)
Về tỷ lệ lạm phát, trung bình các quan sát rơi vào 7.513 (%), tức là lạm phát ở mức vừa phải.
Quốc gia có tỷ lệ lạm phát cao nhất là Nam Sudan với mức siêu lạm phát 379.848 (%). St.Lucia là
nước có tỷ lệ lạm phát thấp nhất -3.093 (%). Độ lệch chuẩn khoảng 35.296. Đối với các biến độc lập
khác ta có bảng tên các quốc gia tương ứng với từng giá trị thấp nhất và cao nhất:
Tên Quốc gia
Biến độc lập

Min

Max

M2

Rwanda

South Sudan

log(CPI)

Switzerland

South Sudan

log(GDP)

Micronesia, Fed. Sts.

United States

8


log(E)

Kuwait

Iran, Islamic Rep.

Expinf

Lebanon

South Sudan

Inter

South Sudan

Madagascar

Đánh giá các biến thông qua biểu đồ Histogram: (Xem biểu đồ ở phụ lục)
Về tỷ lệ lạm phát của các quốc gia (Inf): có một xu hướng tăng vọt lên rồi lại giảm mạnh xuống

ngay sau đó; các giá trị Inf nằm trong khoảng -3 đến 10 có tần suất xuất hiện cao nhất, tức là phần các
quốc gia có tỷ lệ lạm phát ở mức 1 con số và có một số nước có tỷ lệ lạm phát âm (giảm phát); tần suất
của các giá trị trong khoảng 10 đến 30 giảm hẳn; duy nhất quốc gia Nam Sudan có tỷ lệ lạm phát cao
bất thường ở mức 379.848 (%). Bên cạnh đó, tốc độ gia tăng cung tiền mở rộng của các quốc gia dao
động khoảng -6% đến 50%. Rwanda có cung tiền giảm mạnh nhất (-6.13%) và Tajikistan tốc độ tăng
cung tiền cao nhất (142.7%).
Chỉ số giá tiêu dùng của các quốc gia trên thế giới hầu như tập trung trong khoảng từ 100 đến 300.
Không có giá trị nào trong khoảng 300 đến 1500. Duy nhất quốc gia Nam Sudan có mức CPI tăng vọt
lên đến 1592.385. Khi lấy logarit tự nhiên thì giá trị CPI thì sự phân bố có phần đồng đều hơn, hầu hết
dao động trong khoảng giá trị từ 4.5 đến 5.5.
Sự phân bố của tổng sản phẩm quốc nội (GDP) ở mức 0.3 đến 600 tỷ USD. Một số quốc gia có
GDP cao, trong khoảng 1000-2500 tỷ USD. Không có quốc gia nào có GDP trong khoảng 2500-5000
tỷ USD. GDP của Nhật Bản đạt con số cao kỉ lục 4949.273 tỷ USD, vượt xa các quốc gia còn lại, chỉ
sau Trung Quốc (117.22 tỷ USD) và Mỹ (110.07 tỷ USD). Khi log biến GDP, giá trị dao động trong
khoảng từ -2 đến 10, tần suất của các giá trị cũng tăng lên và ổn định hơn.
Tỷ giá hối đoái của phần lớn các quốc gia đang xét nằm trong khoảng giá trị 0.3 đến 1000. Tần suất
của các giá trị lớn hơn 1000 thấp hơn và có xu hướng ngày càng giảm. Iran có tỷ giá hối đoái so với
đồng USD là cao nhất, ngay sau đó là Vietnam (E ≈ 21935). Khi log hóa, các giá trị log(E) dao động
từ -2 đến 10, sự phân bố trở nên đồng đều hơn, tần suất của chúng cũng tăng lên đáng kể.

9


II. Phân tích tương quan
Inf

M2

log(CPI)

log(GDP)

log(E)

Expinf

Inf

1.000

M2

0.847

1.000

log(CPI)

0.828

0.756

1.000

log(GDP)

-0.083

-0.111

-0.017

1.000

log(E)

0.029

0.109

0.240

0.085

1.000

Expinf

0.689

0.595

0.842

0.038

0.163

1.000

Inter

-0.676

-0.514

-0.417

-0.022

0.109

-0.369

Inter

1.000

(Bảng kết quả xuất từ phần mềm R)
Từ bảng, có thể thấy biến Inf tương quan âm với các biến log(GDP), Inter; và tương quan dương với
các biến M2, log(CPI), log(E) và Expinf. Về mức độ, Inf tương quan mạnh với các biến M2, log(CPI),
Inter và Exinf (tức hệ số tương quan có giá trị tuyệt đối lớn hơn 0.5) và tương quan kém hơn với các
biến khác. Inf tương quan mạnh nhất với M2 và tương quan thấp nhất với biến log(E).
D. KẾT QUẢ, KIỂM ĐỊNH
I. Kết quả ước lượng hệ số trong các mô hình hồi quy
BIẾN PHỤ THUỘC
BIẾN GIẢI THÍCH

Tỷ lệ lạm phát
(1)

(2)

(3)

(4)

1.983***
(0.116)

1.218***
(0.151)

0.833***
(0.129)

0.855***
(0.125)

Chỉ số giá tiêu dùng

45.212***

51.958***

51.674***

log(CPI)

(11.020)

(8.940)

(5.993)

Tốc độ tăng cung tiền mở rộng
M2

Tổng sản phẩm quốc nội

-0.539

log(GDP)

(0.516)
10


Tỷ giá hối đoái
log(E)

-1.097**
(0.468)

Lạm phát kỳ vọng

0.230

0.007

(Expinf)

(0.379)

(0.302)

-1.146**
(0.462)

Lãi suất thực tế trong nước

-0.960***

-0.945***

(Inter)

(0.129)

(0.128)

Hệ số chặn

-13.524***
(2.115)

-227.387***
(51.853)

-242.443***

(41.847)

-242.985***
(28.163)

0.717

0.799

0.878

0.877

Adjusted R2

0.714

0.794

0.872

0.873

Số quan sát

118

118

118

118

Residual Std. Error

18.870
(df = 116)

16.019
(df = 114)

12.651
(df = 111)

12.600
(df = 113)

F Statistic

293.338***

151.341***

133.283***

201.267***

(df = 1; 116)

(df = 3; 114)

(df = 6; 111)

(df = 4; 113)

R2

Sai số chuẩn của các hệ số ước lượng được trong dấu ngoặc đơn ( ) dưới mỗi hệ số ước
lượng * p-value < 0.1, ** p-value < 0.05, *** p-value < 0.01
Mô hình (1): Mô hình hồi quy của Inf theo M2 - biến có tương quan mạnh nhất.
Mô hình (2): Ngoài M2, Inf còn có mức tương quan rất mạnh với biến log(CPI) (cor(Inf, log(CPI)
= 0.828) và Expinf (cor(Inf, Expinf) = 0.689) Nên để tránh trường hợp bỏ sót biến quan trọng, ta thêm
hai biến này vào mô hình hồi quy.



Đi từ mô hình (1) đến mô hình (2), phần biến thiên trong Inf được giải thích tăng lên, phần biến
thiên trong Inf không được giải thích giảm đi; hệ số ước lượng của M2 giảm xuống, đồng thời sai số
chuẩn tương ứng tăng lên. Điều này được giải thích như sau:
- Tính chệnh: Mô hình (1) gặp vấn đề định dạng sai do bỏ sót biến quan trọng. Do log(
dương.

11

)

> 0; > 0. Mà cor(M2; Inf) > 0



Hệ số ước lượng của M2 trong mô hình (1) chệch


là phần có được khi hồi quy M2 theo log(CPI) và Expinf thì

- Tính hiệu quả: Nếu gọi R

2
j


σ2

̂

2
SST (1−R )

var(βM2 )(2)=

σ2

̂
SST

> var(βM2 )(1) =

x

̂

̂

se(βM2 )(2)

x

> se(βM2 )(1)

j

Như vậy, có sự đánh đổi giữa tính chệnh và tính hiệu quả khi thêm biến vào mô hình. Sự chệch
do định dạng sai ở mô hình (1) được bù đắp bằng sai số nhỏ của hệ số ước lượng thu được.


Tuy nhiên, mô hình (2) bỏ qua các biến Inter, log(GDP) và log(E).

 Tiến hành kiểm định F xem xét sự tác động của Inter, log(GDP) và log(E) đến Inf:

Trong mô hình chưa gán ràng buộc: (n= 118, R2ur = 0.8781, bậc tự do dfur = 111)

Inf = β 0 + β 1*M2 + β 2*log(CPI) + β 3*log(GDP) + β 4*log(E) + β 5*Expinf + β 6*Inter + u
Chọn mức ý nghĩa 10%:

F0.1(3,111) = 2.134

Mô hình đã gán ràng buộc: (với n= 118, R2r = 0.7993, dfr= 114)

Inf = β 0 + β 1*M2 + β 2*log(CPI) + β 5*Expinf + u
Giả thiết không: H0 : β3 = 0, β4 = 0, β6 = 0; H1: H0 bị vi phạm

Kiểm định F:

F=

=
( Rur2− Rr2)/(dfr – dfur )

= 23.918
(0.8781− 0.7993)/3

(1− Rur2)/dfur

(1−0.8781)/111

Nhận thấy :
F (= 23.918) > F0.1(3,111) (=0.194)



Bác bỏ giả thiết H0

 Do log(GDP), log(E), Inter có tác động đến Inf nên giữ lại.
Mô hình (3): Hồi quy Inf theo tất cả các biến: M2, log(CPI), log(GDP), log(E), Expinf và Inter
Mô hình (4): Bỏ 2 biến log(GDP) và Expinf ra khỏi mô hình, chạy mô hình hồi quy của Inf theo
M2, log(CPI), log(E) và Inter. Phương trình hồi quy mẫu (SRF) với các biến mô hình (4) như sau:
(28.163) (0.125)
(5.993)
(0.462)
(0.128)
̂

= -242.985 + 0.885*M2 + 51.674*log(CPI) – 1.146*log(E) – 0.945*Inter

2

n = 118; R = 0.877; df = 118 - 5 = 113

12


Kết quả

Ý nghĩa của các hệ số hồi quy

β1= 0.855

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tốc độ tăng cung tiền tăng lên
1% thì tỷ lệ lạm phát tăng 0.855%. Đây là một sự tác động lớn do đó biến M2
có ý nghĩa về mặt kinh tế.

β2 = 51.674

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi chỉ số giá tiêu dùng tăng lên 1%
thì tỷ lệ lạm phát tăng 0.517%. Đây là một sự tác động tương đối mạnh nên biến
CPI có ý nghĩa về mặt kinh tế.

β4= -1.146

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi tỷ giá hối đoái (E) tăng lên 1%
thì tỷ lệ lạm phát giảm 0.011%. Ta thấy biến E có tác động rất nhỏ lên lạm phát,

do đó mặc dù có ý nghĩa về mặt thống kê nhưng biến E không có ý nghĩa về mặt
kinh tế.

β6 = -0.945

Trong điều kiện các yếu tố khác không đổi, khi lãi suất thực tế (Inter) tăng lên
1% thì tỷ lệ lạm phát giảm 0.945%. Đây là một sự tác động mạnh nên biến Inter
có ý nghĩa về mặt kinh tế.

II. Kiểm định
1. Kiểm định loại bỏ biến Expinf

Mô hình chưa gán ràng buộc: (với Số quan sát n= 118, R2ur = 0.8781)

Inf = β 0 + β 1*M2 + β 2*log(CPI) + β 3*log(GDP) + β 4*log(E) + β 5*Expinf + β 6*Inter + u
Bậc tự do dfur = 111, kiểm định tại mức ý nghĩa 10% => Giá trị tới hạn: F0.1(5,111) = 1.899
Kiểm định sự hợp lý của việc kỳ vọng mức lạm phát trong mô hình hồi quy đơn như sau:
Inf = β 0 + β 5* Expinf + u
Việc kỳ vọng mức lạm phát được xem là hợp lí nếu β0 = 0 và β5 = 1
Phương trình được ước lượng là:
( n = 118,
̂

= - 5.905 + 3.336*Expinf

Rr

Số ràng buộc q = dfr − dfur = 116 - 111 = 5

Giả thiết không: H0: β0 = 0, β1 =1;



Thống kê F:

0.4749)
2

H1: Giả thiết H0 bị vi phạm
F=
=
(Rur2−Rr2)/q

(1−Rur2)/ dfur

(0.8781−0.4749)/5
(1−0.8781)/111

13

= 73.429

=




Ta thấy F(= 73.429) > F0.1(5.111) (= 1.899) . Vậy bác bỏ giả thuyết H0.

Vậy mức lạm phát kì vọng không như mức lạm phát thực tế. Do đó việc kì vọng lạm phát là không

có ý nghĩa. Ta bỏ biến Expinf ra khỏi mô hình.
2. Kiểm định loại bỏ biến log(GDP) và Expinf ra khỏi mô hình
Mô hình chưa gán ràng buộc: (với Số quan sát n= 118, R2ur = 0.8781)

Inf = β 0 + β 1*M2 + β 2*log(CPI) + β 3*log(GDP) + β 4*log(E) + β 5*Expinf + β 6*Inter + u
Bậc tự do dfur = 111, kiểm định tại mức ý nghĩa 10% => Giá trị tới hạn: F0.1(2,111) = 2.351
Mô hình đã gán ràng buộc:

Inf = β 0 + β 1*M2 + β 2*log(CPI) + β 4*log(E) + β 6*Inter + u

2

Với số quan sát n= 118, = 0.8769, bậc tự do dfr = 113 Số ràng buộc q= dfr – dfur = 113 -111 =2




Giả thiết không: H0 : β3 = 0, β5 = 0

Kiểm định F:

H1: H0 bị vi phạm
F=

=

(Rur2−Rr2)/q



= 0.546

(1−0.8781)/111

(1−Rur2)/ dfur



(0.8781−0.8769)/2

Nhận thấy F(=0.546) < F0.1(2,111)(=2.351)
Vậy không bác bỏ giả thiết H0. Hay loại 2 biến log(GDP) và Expinf ra khỏi mô hình.

3. Kiểm định đa cộng tuyến: VIF nhỏ hơn 10 nên không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến
log(CPI)
VIF

log(E)

1.344

1.124

Inter
1.282

Như vậy, phương trình hồi quy mẫu của mô hình nhóm đã chọn cuối cùng là:
̂

̂

= -242.985 + 0.885*M2 + 51.674*log(CPI) – 1.146*log(E) – 0.945*Inter

14


E. KẾT LUẬN
Những kết quả nghiên cứu ở trên đã cho chúng ta có một cách nhìn rõ ràng và tương đối đầy đủ về
các yếu tố ảnh hưởng tới tỷ lệ lạm phát, trong đó tốc độ tăng cung tiền là yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất,
tiếp đến là chỉ số giá tiêu dùng, lạm phát kỳ vọng và cuối cùng là tỷ giá hối đoái có ít ảnh hưởng, tất cả
những yếu tố trên đều có tương quan dương. Còn các yếu tố GDP và lãi suất thực có tương quan âm.
Qua việc phân tích số liệu, chạy mô hình và tiến hành các kiểm định chúng tôi đã có những nhận xét
đầy đủ về sự ảnh hưởng của từng biến được đưa vào, ý nghĩa của chúng đối với biến phụ thuộc, qua đó
chúng tôi đưa ra một số kiến nghị giúp duy trì lạm phát ở mức ổn định và giải quyết các vấn đề bất cập
như sau:
Thứ nhất, kiểm soát chặt chẽ cung ứng tiền tệ của ngân hàng nhà nước cho mục tiêu ngoại tệ, ổn
định thị trường ngoại tệ và tỷ giá đồng Việt Nam.
Thứ hai, nâng cao độ chính xác của chỉ số giá tiêu dùng CPI. Chính vì CPI là thước đo lạm phát
nên một khi không được phản ánh chính xác thì sẽ dẫn đến sự sai lệch của lạm phát, do đó sẽ gây ra
nhiều tác hại.
Thứ ba, sử dụng chính sách lãi suất và tỷ giá hối đoái tích cực, một mặt kiềm chế lạm phát, mắt
khác thúc đẩy kinh tế trong trung và dài hạn.
Thứ tư, thúc đẩy sự phát triển sản xuất hàng hoá và mở rộng lưu thông hàng hoá. Đây là biện pháp
chiến lược hàng đầu để hạn chế lạm phát, duy trì sự ổn định tiền tệ trong nền kinh tế quốc dân.
Trên đây là bài tiểu luận của nhóm 7 nghiên cứu về đề tài “Các nhân tố ảnh hưởng tới lạm phát
thế giới năm 2016”. Tất cả các thành viên đều nhiệt tình đóng góp trong quá trình nghiên cứu, tuy
nhiên, dù đã rất cố gắng nhưng chắc chắn sẽ không tránh khỏi những sai sót, kính mong được cô góp ý
để bài tiểu luận có thể được hoàn hiện hơn.

15

F. TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. />2. o/index.php/khxhvn/article/viewFile/24398/20843?fbclid=IwAR3ddMIhuj_hY
Nw0i1y7-S1yiPISWkRy4rN1hLhv2oVxLfPPBCv2rzsVC3o

3. />Pakistan?fbclid=IwAR3ompNIM8BvHvO35uGzZtx-Hk3VKD-meJOxjzzKnBHFYFNMwC6VR_f7s4

4. />GsBEmAnrLqpA_7eSnbAJTW5bc08FppQ

5. />6.

/>
7.

/>
8. />9. giaca-lam-phat-cua-viet-nam-trong-thoi-ky-doi-moi-bang-mot-so-mo-hinh-toan-kinh-te.htm

10. />11. Báo cáo thường niên thị trường tài chính việt nam năm 2016 : Lạm phát và lạm phát kỳ vọng,
trường đại học kinh tế - luật trung tâm nghiên cứu kinh tế và tài chính _ Nhà xuất bản đại học
quốc gia thành phồ hồ chí minh - 2017

16


/>%C6%B0%E1%BB%9Dng%20ni%C3%AAn/BCTN2016.pdf
12. Các nhân tố vĩ mô quyết định lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 2000-2010: các bằng chứng và thảo
luận _ Nguyễn Thị Thu Hằng, Nguyễn Đức Thành
/>13. Linear Regression using Stata
/>14. Getting Started in Linear Regression using R

/>15. Cung tiền, lạm phát và những tác động đến kinh tế vĩ mô, Trần Thị Thùy Anh (Bài đăng trên tạp

chí số 1/ 2014 , tạp chí tài chính)
/>16. Inflation, Openness, and Exchange Rate Regimes: The Quest for Short-Term Commitment - The

Quest for Short-Term Commitment_Laura Alfaro_ Harvard Business School (November 2003)
/>17. Lạm phát và tăng trưởng kinh tế: nghiên cứu thực nghiệm các nước đang phát triển và trường hợp

việt nam_Ths. Nguyễn Minh Sáng & Ngô Nữ Diệu Khuê _ Đại học Ngân hàng Tp. HCM
/>18. Tác động của các yếu tố vĩ mô đến lạm phát tại Việt Nam_HUỲNH THẾ NGUYỄN & VŨ THỊ

TƯƠI _ Trường Cao đẳng Tài chính - Hải quan _ Tạp chí khoa học đại học mở Tp.HCM – số 4
(49) 2016

17


G. PHỤ LỤC

Distribution of M2

000.

020.

Frequency

0.010
0.000

Frequency

040.

Distribution of inf

0

100

200

300

400

0

Inflation rate

100

150

Broad money growth

Frequency

0.000

0.0

0.

0. 1. 1. 2.5050

Distribution of log(CPI)

0.002004

Distribution of CPI
Frequency

50

0

500

1000

1500

4.5 5.0

CPI value

5.5

6.0

6.5

Log of CPI value

18

7.0 7.5


000.

100.

200.

Distribution of log(GDP)

Frequency

4e
0e+00 2e-04

Frequency

-04

Distribution of GDP

0

5000 10000 15000 20000
GDP value

-2

2 4
6
Log of GDP value

8

Distribution of log(E)

000.

05 100.0.

Frequency

0.00010
0.00000

Frequency

150.

Distribution of E

0

0

10000

20000

30000

-2

Exchange rate

0

2

4

6

8 10

Log of Exchange rate

19

10

0. 0. 0.020406
0.00

0.

Frequency

0.0408

Distribution of Inter

0.00

Frequency

Distribution of Expinf

01020304050

-80 -60 -40 -20 0

Expected Inflation rate

Real Interest

200 300
100
0

inf (Y)

Scatter Plot of inf and M2

0

50

100

M2 (X)

20

20 40