TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM
VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC
KHOA KINH TẾ PHÁT TRIỂN
TIỂU LUẬN
KINH TẾ HỌC ỨNG DỤNG
NHỮNG NHÂN TỐ QUYẾT ĐỊNH LẠM
PHÁT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2001-2009
GVHD: TS. NGUYỄN KHÁNH NAM
HVTH: PHAN MINH THÔNG
LÊ MINH TUẤN
PHẠM TẤN ĐỘ
Lớp KTPT Đêm Khóa 21
TPHCM, THÁNG 09 NĂM 2012
NHỮNG NHÂN TỐ QUYẾT ĐỊNH LẠM PHÁT VIỆT NAM GIAI ĐOẠN 2001 - 2009
Bài viết này sử dụng một mô hình kinh tế vĩ mô đơn giản của lạm phát để thực
nghiệm điều tra các nhân tố quyết định đến chỉ số giá tiêu dùng lạm phát ở Việt Nam
trong giai đoạn 2001-2009. Việt Nam được chọn cho nghiên cứu này bởi vì có lịch sử
lạm phát cao kể từ khi kết thúc chiến tranh Việt Nam vào năm 1975 và điều chỉnh cải
cách Giá vào năm 1985. Chúng tôi đặc biệt quan tâm đến kiểm tra vai trò của tỷ giá hối
đoái trong việc giải thích lạm phát và ảnh hưởng của yếu tố bên cung chẳng hạn như
giá dầu thô và gạo. Sử dụng một loạt các kỹ thuật ước lượng chuỗi thời gian, chúng ta
thấy rằng lạm phát có tính liên tục và cung tiền, giá dầu, giá gạo có ảnh hưởng mạnh
nhất trên chỉ số giá tiêu dùng lạm phát.
I. Giới thiệu
Nghiên cứu này xem xét các yếu tố quyết định lạm phát trong nước Cộng hoà xã
hội chủ nghĩa Việt Nam, một nền kinh tế đang phát triển. Các tác dụng xấu của lạm
phát thì đã được biết, và đối với Việt Nam, sự bất ổn giá cả đã được tranh luận là một
yếu tố mạnh mẽ trong nền kinh tế phát triển nóng (Trần Văn Thọ và cộng sự, 2000).
Ví dụ, trong suốt những năm 1980 và đầu những năm 1990, Việt Nam chịu áp lực lạm
phát đáng kể, đỉnh điểm tới 587% vào năm 1986 (Đặng Phong, 2008). Trong lúc siêu
lạm phát như thế này đã được kiểm soát tương đối, mức cao nhất của toàn bộ châu Á

là 27% vào tháng bảy năm 2008 (Mydans 2008). Nhìn chung, những gì diễn ra ở Việt
Nam không phải là duy nhất về sự bất ổn giá cả. Quan trọng là những hiểu biết về các
cơ chế mà theo đó lạm phát tác động đến nền kinh tế, đặc biệt là đến các nước đang
phát triển.
Nghiên cứu này được thực hiên theo công trình trước đó của Goujon (2006) để
tìm hiểu các yếu tố quyết định đến lạm phát tại Việt Nam trong giai đoạn 2001 - 2009.
Phần còn lại của bài viết này trình bày về một số sự kiện tiêu biểu liên quan đến
lạm phát tại Việt Nam, nhấn mạnh vào giai đoạn 2001-2009, và thảo luận về các tài
liệu hiện có liên quan đến Việt Nam. Phần III và IV trình bày và phân tích về mô hình
lạm phát bằng cách sử dụng dữ liệu từ Việt Nam. Phân tích này sử dụng Phương pháp
bình phương thông thường bé nhất (OLS), tự hồi quy vector (VAR), và Kiểm định
nhân quả Granger. Mục V là kết luận và một số đề xuất chính sách.
II. Lạm phát Việt Nam
II.1. Tóm lược lịch sử lạm phát ở Việt Nam
Sau khi kết thúc chiến tranh Việt Nam trong năm 1975, và thành lập nước Cộng
hoà xã hội chủ nghĩa của Việt Nam một năm sau đó, nhà lãnh đạo Đảng Cộng sản Lê
Duẩn tuyên bố niềm tin của mình về “một tương lai vinh quang cho đất nước”, hứa hẹn
mỗi gia đình Việt Nam sẽ có một TV, một radio và tủ lạnh trong vòng mười năm tới.
Tư tưởng quân bình trong chủ nghĩa xã hội của ông không may là chỉ dẫn đến sự đình
trệ, thiếu lương thực và lạm phát tràn lan (Đặng Phong, 2008). Đối mặt với viễn cảnh
sụp đổ kinh tế, Việt Nam bắt tay vào cải cách hướng tới một nền kinh tế thị trường.
Năm 1985 gói cải cách mang tên Cải Cách Giá-Lương-Tiền được đưa ra, tuy nhiên, lại
làm cho lạm phát tăng vọt (Đặng Phong, 2008). Trong vòng 1 năm thực hiện cải cách
này, tỷ lệ lạm phát đạt đỉnh điểm 587%. Sau đó nó vẫn ở mức cao trong suốt những
năm còn lại của thập kỷ 80. Các nhà chức trách đã phản ứng chậm chạp, nhưng cuối
cùng, bắt đầu từ năm 1988 - 1989, một số biện pháp, bao gồm tăng lãi suất, giảm trợ
cấp cho các doanh nghiệp nhà nước, ngăn chặn sự gia tăng tiền lương, cắt giảm chi tiêu
công và thâm hụt ngân sách, đã giúp kiềm chế sự tăng giá phi mã (Đặng Phong, 2008,
Nguyễn Tri Hùng 1999). Trong hầu hết những năm của thập kỷ 90, Việt Nam chỉ trải
qua lạm phát khiêm tốn (theo chuẩn của các nước đang phát triển). Giữa năm 1993 và

2002, mức lạm phát trung bình là 6%/năm, xếp hạng B từ -2% đến 17% (IMF 2003b).
Phù hợp với biến động của lạm phát trong Hình 1, giai đoạn từ đầu
thế kỷ 21 có thể được chia thành ba tiểu giai đoạn: 2001-03, 2004-07 và 2008-Tháng 2
năm 2009. Giai đoạn 2001-03 đánh dấu sự tái trỗi dậy của Việt Nam từ cuộc khủng
hoảng tài chính châu Á, với GDP tăng trưởng ấn tượng 6-7%/ năm. Trong suốt hai
năm này, kinh tế vĩ mô tăng trưởng mạnh mẽ, do tăng trưởng xuất khẩu và đầu tư,
trong khi lạm phát được giữ dưới 5% (Farber et al 2008; IMF 2003a).
Khi nền kinh tế tăng tốc, tốc độ tăng trưởng GDP Việt Nam đạt 7,79% trong năm
2004, rồi 8,44% vào năm 2005, mức cao nhất kể từ năm 1996. Tăng trưởng tín dụng
và tiền rộng cũng tăng mạnh (Tổng Tổng cục Thống kê Việt Nam (GSO) 2009; IMF
năm 2005). Những phát triển này tạo áp lực lên mức giá. Ngoài ra, hạn hán, dịch cúm
gia cầm và một số cú sốc bên ngoài, bao gồm cả giá gạo và giá dầu tăng, đã cùng nhau
đẩy giá lương thực tăng, chiếm gần 50% trong rổ chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam. Kết
quả là, lạm phát hai con số tái phát: lạm phát hàng năm là 10% trong tháng 9 năm
2004. Tuy nhiên tỷ lệ này đã giảm còn 7,5% trong năm 2006, một con số chấp nhận
được, mặc dù vẫn nằm trong nhóm cao nhất ở châu Á (xem Bảng 1) (2005 IMF,
2006a).
II.2. Tổng quan tài liệu về lạm phát ở Việt Nam
Các tài liệu về lạm phát tại Việt Nam, một nền kinh tế nhỏ đang phát triển,
không lớn. Các bài báo của Nguyễn Trí Hưng vào năm 1999 có lẽ là nghiên cứu toàn
diện duy nhất bằng tiếng Anh về lịch sử lạm phát Việt Nam kể từ giai đoạn chuyển đổi
đất nước sang nền kinh tế thị trường trong những năm 1980. Trong nghiên cứu của
mình, Nguyễn phân chia quá trình chuyển đổi Việt Nam thành ba tiểu giai đoạn: 1980-
1984, 1985-1989 và 1990-1995, khéo léo kể lại và phân tích diễn biến lạm phát trong
mỗi tiểu giai đoạn. Thêm nữa, tóm tắt hơn, lịch sử lạm phát và giai đoạn chuyển tiếp
này cũng được cung cấp bởi Võ Trí Thành và các tác giả (2002) và Lê Anh Minh
(2008) trong nghiên cứu của họ về cấu trúc kinh tế vĩ mô của Việt Nam.
Trong các nghiên cứu thực nghiệm về các yếu tố quyết định lạm phát, khi thời
gian và/hoặc các phương pháp phân tích khác nhau đã đạt được những kết quả khác
nhau. Shinichi và Phạm Thái Bình (2005) và Lê Việt Hùng và Pfau (2008), trong khi

kiểm tra, một cách tương ứng, cầu tiền và cơ chế tác động của tiền tệ tại Việt Nam, tất
cả đều nhìn vào mối quan hệ giữa cung tiền và lạm phát. Trước đây, việc sử dụng mô
hình vector sửa chữa sai sót (VeCM) trên dữ liệu 1993-2004, thấy rằng: tốc độ tăng
trưởng của tiền rộng trong nước luôn có một mối tương quan thuận chiều với mức lạm
phát, và chính sách tiền tệ đóng một vai trò rất quan trọng trong việc xác định mức giá
chung. Tuy nhiên, sau này, bằng cách sử dụng VAR trong giai đoạn 1996-2005, cho
thấy có mối liên hệ đáng kể giữa cung tiền và sản lượng thực tế nhưng không thấy có
liên hệ đáng kể nào giữa tiền và lạm phát.
Toàn diện hơn, Camen (2006) và Goujon (2006) kết hợp cả hai cấu trúc chi phí
đẩy và cầu kéo vào các mô hình của họ để xác định các tác nhân của lạm phát. Camen
(2006), bằng cách sử dụng VAR, xác định tổng lượng tín dụng cho nền kinh tế, giá cả
hàng hóa, tỷ giá VND/USD và nguồn cung đồng USD (như một thước đo tính thanh
khoản quốc tế) là những tác nhân quan trọng trong thời gian 1996-2004. Goujon
(2006), sử dụng phương pháp hai bước tính toán phức tạp hơn, xác nhận có sự tác
động của tỷ giá hối đoái và giá cả hàng hóa đến lạm phát, nhưng nhấn mạnh việc giải
thích lạm phát là do dư thừa tiền hơn là do tổng lượng tín dụng.
Quỹ Tiền tệ Quốc tế (IMF) đã tiến hành hai nghiên cứu riêng biệt về lạm phát tại
Việt Nam (IMF 2003b, 2006) cuối những năm 1990 đầu những năm 2000. Sử dụng
phương pháp khác nhau (đệ quy VAR và VEC), các nghiên cứu này tạo ra kết quả
tương tự, cho thấy lạm phát quá khứ, tăng trưởng tiền rộng, tỷ giá, điều kiện nhu cầu
trong nước và giá cả hàng hóa (đặc biệt là giá dầu) là yếu tố quyết định quan trọng của
lạm phát. Ngoài ra, họ kết luận rằng tính trì trệ/quá tính của lạm phát đóng một vai trò
quan trọng hơn ở Việt Nam so với nhiều nước khác ở châu Á.
Trong tất cả các nghiên cứu thực nghiệm nói trên, Goujon (2006), có lẽ là đáng
chú ý nhất, không chỉ vì nó có thể nắm bắt các yếu tố từ các lý thuyết chính của lạm
phát, mà nó còn cung cấp một mô hình lạm phát rõ ràng về mặt lý thuyết cho một nền
kinh tế mở nhỏ tạo lập giá chuẩn. Mô hình này sẽ được thảo luận chi tiết hơn dưới
đây.
III. Một mô hình lạm phát cho Việt Nam
Nghiên cứu này đi theo mô hình được phát triển bởi Goujon (2006). Mô hình

này đưa ra một số giả thuyết khác nhau liên quan đến quá trình lạm phát và được thiết
lập trong một nền kinh tế nhỏ bị đô la hóa. Do đó, nó chứa các tính năng cấu trúc,
thích hợp cho việc phân tích một nước đang phát triển như Việt Nam. Cấu trúc của mô
hình được trình bày chi tiết dưới đây.
(CPI) tỷ lệ lạm phát là 1 hàm đo lường tỉ lệ những thay đổi trong giá hàng hóa có
thể giao dịch và không thể giao dịch, cụ thể:
∆p
t
= θ∆p
t
T
+(1- θ) ∆p
t
NT
(1)
Trong đó:
p: log của chỉ số giá tiêu dùng (CPI)
r và p
NT
: log của giá cả hàng hóa có thể giao dịch và không thể giao
dịch,
Y: là hằng số tỷ trọng của giá cả hàng hóa có thể giao dịch trong chỉ số
giá tiêu dùng (0 <θ <1)
Δ: là nhà điều hành khác biệt đầu tiên (thay đổi so với ban đầu)
Đối với a small, price-taking economy (khi 1 cty thay đổi sản lượng và giá sản
phẩm thì không làm ảnh hưởng đến thị trường  có thể xem như cạnh tranh hoàn
hảo) , tỷ lệ thay đổi giá cả hàng hóa có thể giao dịch là:
∆p
t
T

= λ ∆e
t
+ µ ∆p
t
W
(2)
Trong đó p
t-1
là log của tỷ giá hối đoái danh nghĩa (VND/USD) và là viết tắt của giá
quốc tế của hàng hóa có thể giao dịch (bằng đô la Mỹ).
Khi nền kinh tế của Việt Nam được đánh giá đô la hóa cao, biến động tỷ giá hối
đoái không chỉ tác động đến giá cả hàng hóa có thể giao dịch mà còn tác động lên giá
cả hàng hóa không thể giao dịch. Sự thay đổi trong giá cả hàng hóa không thể giao
dịch được xác định bởi Goujon (2006) như sau:
∆p
t
NT
= α EC
t-1
+ ζ∆e
t
(3)
Trong đó: EC đại diện cho tiền dư thừa và ζ tác động của giá đô la bằng tiền cụ thể là
giá cả hàng hóa không thể giao dịch. EC có độ trễ, vì nó được cho là những người giữ
tiền thừa vào lúc bắt đầu của giai đoạn hiện nay sẽ điều chỉnh cổ phần của họ và lạm
phát nhiên liệu cuối cùng.
Phương trình lạm phát có nguồn gốc bằng cách thay thế (2) và (3) vào (1):
∆p
t
= [ λθ + (1-θ)ζ ] ∆e

t
+ θµ ∆p
t
W
+ (1- θ) α EC
t-1
(4)
và có thể được viết dưới hình thức tối giảm như:
∆p
t
= k
1
∆e
t
+ k
2
∆p
t
W
+ k
3
EC
t-1
(5)
Goujon (2006) không sử dụng nguồn cung tiền vào mô hình này, duy trì việc mở
rộng cung tiền có thể là, một phần là ít nhất, hấp thụ bởi sự gia tăng nhu cầu tiền. Các
yếu tố thực sự gây ra lạm phát, nó được lập luận, là dư thừa tiền. Theo phương pháp
này, phương trình (5) chỉ có thể được ước lượng bằng cách ước lượng cầu tiền trước
và sau đó là ước lượng tiền dư thừa.
Thay vì thực hiện một quá trình ước lượng giai đoạn hai, nghiên cứu này sẽ đưa

vào tài khoản cả nguồn cung tiền quy ước và tổng cầu, tức là nhu cầu tiền phụ thuộc:
một cách tiếp cận được sử dụng trong nhiều nghiên cứu khác về lạm phát. Lãi suất
cũng được bao gồm năng suất đặc điểm kỹ thuật thực nghiệm của chúng tôi:
∆p
t
= k
1
∆e
t
+ k
2
∆p
t
W
+ k
3
∆M2
t
+ k
4
Y
t
+ k
5
∆r
t
+ ε
t
(6)
2

Trong đó ε
t
biểu thị sai số. Điều kiện tiền tệ được xác định bởi lãi suất tái cấp vốn r và
cung tiền M2, được định nghĩa là tổng số tiền cổ phiếu, bao gồm các đồng nội tệ
(VND) trong lưu thông bằng VND và tiền gửi ngân hàng bằng USD. Y
t
đại diện cho
sản lượng trong nước và được đo bằng sản xuất công nghiệp hàng tháng. Giá quốc tế
của hàng hóa có thể giao dịch không thể được tính trực tiếp. Sử dụng giấy ủy nhiệm,
Goujon (2006) sử dụng cả thang đo lạm phát nước ngoài (FI, tính toán như là một
trung bình có trọng số của tỷ lệ lạm phát trong mười đối tác thương mại chính của
Việt Nam) và giá gạo xuất khẩu của Việt Nam bằng USD. Các phương pháp tương tự
được thông qua ở đây nhưng, kể từ khi dầu cũng là một hàng hóa chính có thể giao
dịch lớn ở Việt Nam, giá gạo sẽ được thay thế bởi một chỉ số tổng hợp của cả giá gạo
và giá dầu (IOR).
IV. Ước lượng và Kết quả
IV.1. Dữ liệu
Sử dụng niên giám của cơ quan thống kê tài chính quốc tế của IMF (IFS) chứa
đựng dữ liệu chuỗi thời gian về lạm phát của hơn 200 quốc gia. Đo lường của chúng
ta về khối lượng thương mại được lấy từ Thống kê thương mại trực tiếp của IMF
(DOTS), trình bày giá trị xuất khẩu và nhập khẩu giữa mỗi quốc gia và các đối tác
thương mại của nó. Dữ liệu này cho phép được trích lọc từ 10 đối tác thương mại
chính của Việt Nam trong suốt thời kỳ ước lượng. Dữ liệu giá cả hàng hóa quốc tế của
Tổ chức lương thực và nông nghiệp Liên Hợp Quốc (FAO), cung cấp những số liệu
thống kê về giá cả hàng hóa quốc tế. Những nguồn dữ liệu cụ thể về Việt Nam là dữ
liệu trực tuyến của Tổng cục thống kê Việt Nam (GOS) và báo cáo thường niên của
Ngân hàng nhà nước Việt Nam (SBV). GOS cung cấp những tài liệu và số liệu có liên
quan đến các sự kiện kinh tế xã hội và văn hóa trong nước, trong khi SBV chứa đựng
những số liệu thống kê tiền tệ quốc gia và thống kê tài chính.
Dữ liệu về tỷ giá hoái đối, cung tiền, CPI và giá dầu được sử dụng trong nghiên

cứu này được tập hợp từ IFS. Sản lượng công nghiệp và lãi suất được lấy từ dữ liệu
của GSO và báo cáo của SBV. Giá gạo được lấy từ dữ liệu của FAO. Toàn bộ, dữ liệu
của chúng tôi thiết lập bao gồm những quan sát hàng tháng từ 01/2001 đến 02/2009
với một ngoại lệ của sản lượng công nghiệp chỉ có giá trị từ 01/2004.
IV.2. Ước lượng OLS
Bước đầu tiên của chúng tôi là sử dụng ước lượng OLS như là giới hạn định rõ
của chúng thôi. Những kết quả từ kiểm định ADF và kiểm định KPSS phát hiện rằng
dữ liệu chuỗi thời gian (trong khác biệt log) được sử dụng trong nghiên cứu này là
phần lớn không đổi. Bảng 2 trình bày những kết quả của những kiểm định này. Đối
với kiểm định ADF, với mức ý nghĩa 1%, không một giả thiết nào được chấp nhận cho
tất cả các biến, ngoại trừ ∆p. Kiểm định KPSS cho thấy rằng tất cả các biến không
đổi.
TABLE 2
ADF and KPSS Tests
ADF Statistics KPSS Statistics
Without Trend With Trend Without Trend With Trend
∆p -0.05 (11) -1.45 (11) 0.39 [6] 0.03 [5]
∆e -10.03** (0) -9.98** (0) 0.14 [3] 0.14 [3]
∆M2 -7.99** (0) -8.17** (0) 0.30 [4] 0.05 [4]
∆r -8.53** (0) -8.50** (0) 0.05 [3] 0.03 [3]
∆FI -4.80** (4) -5.12** (4) 0.17 [5] 0.06 [5]
∆IOR -6.24** (0) -6.25** (0) 0.13 [4] 0.10 [4]
∆Y -10.44** (1) -10.38** (1) 0.23 [11] 0.20 [11]
Để nắm bắt tính trì trệ của lạm phát, một giai đoạn lạm phát trễ (∆p
t-1
) được thêm
vào như một biến độc lập. Thêm vào, chúng tôi đã tính đến những biến giả để nắm bắt
những tác động mùa vụ chẳng hạn giai đoạn tết Âm Lịch và Giáng sinh giống như một
lấn át lên giá cả.
Trong mô hình I, một giai đoạn trễ lạm phát có ý nghĩa và được xem như là yếu

tố quyết định quan trọng nhất của sự biến đổi trong chỉ số giá cả, có hệ số là 0.82.
Điều này có nghĩa là tỷ lệ lạm phát trong quá khứ tăng 1%, giả định các yếu tố khác
không đổi, làm tăng lên 0.82 trong tỷ lệ hiện tại, khẳng định quán tính của lạm phát và
cho rằng, bởi vì ưu thế của quán tính, ảnh hưởng của những biến độc lập khác thấp
trong ngắn hạn. Cũng được so sánh với những kết quả được tiến hành bởi các nhà
kinh tế học của IMF (2006a), những người, trong những mô hình của họ cho lạm phát
Việt Nam, ước tính hệ số cho lạm phát quá khứ khoảng 0.79, Khi chế độ tỷ giá ở Việt
Nam khá cứng nhắc cố định vào đồng đô la Mỹ, phát hiện này phù hợp với Loungani
và Swagel (2001), người tìm ra các yếu tố quán tính thường có một sức ảnh hưởng
mạnh mẽ lên lạm phát ở các nước đang phát triển, đặc biệt là các nước với tỷ giá hối
đoái cố định.
Như đã đề cập trước đây, các nghiên cứu hiện tại về lạm phát Việt Nam nói
chung không xác định lãi suất là một yếu tố quyết định quan trọng của lạm phát. Ở
đây, các hệ số của ∆r hiển thị dấu đối lập nhau mặc dù có ý nghĩa, rất nhỏ về độ lớn.
Do đó, ở đây một lần nữa ít được hỗ trợ cho một vai trò quan trọng bởi lãi suất trong
việc xác định những thay đổi trong mức giá. Về cung tiền, chỉ có hệ số ∆M2
t-2
có ý
nghĩa và có dấu mong đợi, có thể cho thấy rằng có sự trì trễ trong ảnh hưởng của tăng
trưởng tiền tệ đến lạm phát. Một điểm phần tăng lên trong 2 độ trễ của tăng trưởng
tiền tệ được dự kiến lên lạm phát nhiên liệu chỉ 0.07%. Ảnh hưởng ngắn này của ∆M2
có thể được giải thích bởi sự trì trệ của lạm phát.
Tác động của cú sốc giá bên ngoài được xác định bởi mức ý nghĩa của hệ số của
sự thay đổi chỉ số giá dầu và gạo. Độ lớn của tác động, như được trình bày ở hệ số
0.01 và 0.03, là khá nhỏ và có thể được giải thích bởi sự trì trệ của lạm phát. Tuy
nhiên, điều đáng ngạc nhiên là mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát có thể
không được thiết lập, khi hệ số ∆e không có ý nghĩa thống kê.
Mô hình 2, chỉ với 61 quan sát bởi chuỗi ngắn hạn hơn của giá trị sản lượng
công nghiệp, cho những kết quả gần như tương tự. Bao gồm cả tăng trưởng sản lượng
cải thiện một cách đáng kể mô hình của chúng ta: ∆

rt-2
trở nên có ý nghĩa ở mức 5%,
và cung tiền bây giờ xuất hiện để đóng vai trò lớn hơn trong quá trình lạm phát. Nếu
∆M2
t-2
tăng 1 điểm phần trăm, ví dụ, lạm phát được dự kiến sẽ tăng 0.13. Tuy nhiên,
ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái không có ý nghĩa. Hệ số tăng trưởng sản lượng cũng
không có ý nghĩa, và kích thước của nó là không đáng kể. Tuy nhiên, điều này không
nhất thiết rằng những áp lực tổng cầu không có ảnh hưởng đến lạm phát. Thay vào đó,
nó có thể cho thấy rằng tăng trưởng sản lượng công nghiệp không phải là hàng thay
thế tốt cho các điều kiện của tổng cầu, hoặc nó mất một khoảng thời gian cho hiệu ứng
của nó để cảm nhận được về giá.
IV.3. Kiểm định Nhân quả
Ngoài phương pháp OLS, kiểm định nhân quả Granger đã được áp dụng. Bởi vì
mục đích của nghiên cứu này, chúng tôi quan tâm đến tác động của độ trễ cung tiền,
sản lượng, tỷ giá hối đoái, lãi suất, lạm phát và giá cả hàng hóa trên giá trị hiện tại của
lạm phát. Kiểm định F cho những giả thuyết không của những biến không có quan hệ
nhân quả được tính toán cho 2,6 và 12 độ trễ. Những kết quả đó được thể hiện trong
bảng 4
TABLE 4
Pairwise Granger Causality for Inflation
Null hypothesis
Test Statistic
2 lags 6 lags 12 lags
∆e does not Granger-
Cause ∆p
1.11 (0.33) 1.46 (0.20) 2.22 (0.02)
∆r does not Granger-
Cause ∆p
0.52 (0.59) 1.22 (0.30) 1.56 (0.12)

∆M2 does not Granger-
Cause ∆p
7.88 (0.00) 3.72 (0.00) 1.90 (0.05)
∆FI does not Granger-
Cause ∆p
2.27 (0.10) 4.73 (0.00) 5.10 (0.00)
∆IOR does not
Granger-Cause ∆p
4.63 (0.01) 1.68 (0.13) 1.88 (0.05)
∆Y does not Granger-
Cause ∆p
3.09 (0.05) 6.33 (0.00) 1.36 (0.24)
Từ bảng 4, nó có thể cho thấy rằng, với 2 độ trễ, giá cả hàng hóa là nguyên nhân
Granger gây ra lạm phát, việc cho vay hỗ trợ cho sự chuyển giao của những xáo trộn
bên ngoài đến giá cả tiêu dùng.
Những kết quả sử dụng những độ trễ khác nhau tương tự rằng họ xác nhận tăng
trưởng tiền tệ và cú sốc bên ngoài như những tác nhân của lạm phát Việt Nam. Thực
sự, với 6 và 12 độ trễ, ∆M2 và ∆FI Granger gây ra lạm phát, nhưng ngược lại với 12
độ trễ, quan hệ nhân quả một lần nữa chạy từ ∆IOR đến ∆p. Kiểm định những số liệu
thống kê về tỷ giá hoái đối và tăng trưởng sản lượng là hỗn hợp. Lãi suất thiếu khả
năng giải thích những thay đổi trong tương lai của lạm phát, bất chấp những độ trễ.
Điều này phù hợp với OLS cho thấy rằng ∆r ít ảnh hưởng đến giá cả.
IV.4 Kết quả tự hồi qui Vector (VAR)
Trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng vector (7×1) thể hiện dưới công thức
VAR:
AX
t
= C + B(L)X
t-1
+ ξ

t
(7)
với A là một ma trận các hệ số hiện tại, C là một vector hệ số chặn(7 × 1), B là một ma
trận các hệ số về độ trễ, và ξ
t
là một vector (7 × 1) các sai số, L là các toán tử trễ đa
thức. Bằng cách sử dụng VAR, các biến được sắp xếp theo thứ tự sau: ∆IOR ∆FI
∆M2 ∆r ∆p ∆e ∆Y.
Từ mô hình được đưa ra bởi phương trình (7), bằng cách sử dụng sự sắp xếp
trên, hai bộ kết quả được tạo ra: phân rã phương sai và hàm phản ứng. Phân rã phương
sai (VDs) tách phương sai của sai số dự báo cho một biến khỏi sự đóng góp của các cú
sốc của chính nó và các cú sốc của các biến khác trong mô hình. Hàm phản ứng
(IRFs) hiển thị hiệu ứng của một cú sốc trong một biến cụ thể trên tất cả các biến
khác.
Rõ ràng là từ bảng 5 rằng, trong suốt mười hai tháng, sự biến đổi của lạm phát
tác động đến chính nó là nguồn quan trọng nhất trong các biến sai số dự báo lạm phát,
chiếm từ 53,43 - 94,23%. ∆M2 là nguồn quan trọng thứ hai, từ các kết quả OLS và
Granger Causality khẳng định lại rằng tăng cung tiền đóng góp một phần trong quá
trình lạm phát. Sự đóng góp của ∆M2, khá nhỏ trong hai tháng đầu năm, tăng đến
11,64% trong tháng thứ ba và đến 16,53% trong tháng thứ mười hai, ngụ ý rằng tác
động của cung tiền đối với lạm phát là tương đối yếu trong thời gian ngắn, nhưng gia
tăng trong dài hạn.
Ngoài ∆p và ∆M2, ∆IOR cũng là một nguồn quan trọng, đóng góp 1,34 - 13,67%
đến sự thay đổi lạm phát, trong khi đó ∆FI cũng góp phần 0,6 - 5,26%, cho thấy vai
trò nổi bật của các yếu tố bên ngoài ảnh hưởng tới sự thay đổi CPI Việt Nam. Điều
này là không đáng ngạc nhiên, vì lạm phát nước ngoài có liên quan đến giá của hàng
hoá nhập khẩu, gây áp lực trên mức giá chung, và Việt Nam là một nền kinh tế mở.
Cũng là dễ hiểu rằng giá dầu và gạo cũng gây một tác động mạnh mẽ. Trong trường
hợp dầu, mặc dù Việt Nam là một nước xuất khẩu dầu thô, nhập khẩu các sản phẩm
xăng dầu, và do đó phải chịu tác động của bất kỳ cú sốc giá dầu. Đối với gạo, Sofat

(2008) chỉ ra rằng, mặc dù Việt Nam không nhập khẩu lương thực, nhưng bởi vì Việt
Nam sử dụng giá quốc tế cho các sản phẩm gạo của mình nên cũng sẽ bị ảnh hưởng.
Kết quả OLS và Granger Causality cũng cho thấy tác động của tỷ giá đối với lạm
phát là yếu. Trong hai tháng đầu, sự đóng góp của ∆e là thực tế bằng không. Trong
tháng thứ ba, nó tăng lên đến 0,16%, dao động trong khoảng 1,7-2 sau đó. Sự ảnh
hưởng của lãi suất chỉ tăng nhẹ. Trong khi đó, tăng sản lượng có một hiệu ứng đáng
chú ý, đóng góp nhiều nhất là 7,6% trong biến đổi lạm phát.
Trong các đồ thị IRF, chúng ta xem xét một khoảng thời gian hai năm (24 tháng)
để xem hiệu quả lâu dài của các biến số khác về lạm phát. Một lần nữa, chỉ ra rằng
lạm phát Việt Nam có quán tính. Lạm phát sẽ tăng mạnh trong tháng đầu tiên trước
khi giảm trong tháng thứ hai và quay trở lại trở lại bằng không trong thứ chín. Các đồ
thị cho ∆IOR, ∆M2 và ∆Y cũng phần nào tương tự, từ đó chỉ ra rằng có một phản ứng
tích cực và tương đối dai dẳng bởi lạm phát đến những cú sốc giá cả hàng hóa, tiền
bạc và tăng trưởng sản lượng. Tuy nhiên, hiệu quả của ba yếu tố này lại trở về không
sau 9-11 tháng.
Đồ thị lạm phát nước ngoài cho thấy ban đầu ∆p giảm sau một cú sốc ∆FI, sau
đó, trước khi ổn định, dao động khoảng chín tháng dưới mức trước sốc của nó. Quan
sát tương tự có thể được nhìn thấy trong các đồ thị ∆r, ∆e. Phản ứng tiêu cực của ∆p
với những cú sốc ∆r và ∆e xác nhận lại kết quả trước đó của chúng tôi rằng tỷ giá hối
đoái và lãi suất ảnh hưởng ít về lạm phát Việt Nam. Nó cũng góp phần làm rõ thêm
nghiên cứu của Loungani và Swagel (2001) rằng những thay đổi trong tỷ giá hối đoái
ít ảnh hưởng lạm phát trong nền kinh tế có chế độ tỷ giá cố định.
V. Những kết luận và những gợi ý chính sách
Nghiên cứu này nghiên cứu tỷ mỹ (khám phá) diễn biến lạm phát tại Việt Nam kể
từ thời kỳ đầu của thế kỷ mới, từ tháng 01/2001 đến tháng 02/2009. Những kết quả
OLS nhận ra độ trễ của lạm phát, cung tiền và những cú sốc chi phí ngoại tác như là
những yếu tố có ý nghĩa quyết định lạm phát. Bởi vì độ trễ lạm phát, những tác động
của cung tiền và những cú sốc bên ngoài đã được tìm thấy phần nào yếu kém trong
ngắn hạn. Những tác động của những thay đổi trong giá trị sản lượng, tỷ giá hối đoái và
lãi suất lên lạm phát yếu hơn nhiều. Những khám phá từ kiểm định thuyết nhân quả

Granger có vẻ hơi không thuyết phục được. Có bằng chứng cho rằng nguyên nhân chạy
từ sự gia tăng tiền và những cú sốc bên ngoài đến lạm phát nhưng những kết quả cho
đầu ra và tỷ giá hối đoái là hỗn tạp (lẫn lộn). Lãi suất được tìm ra không đủ thông tin để
chấp nhận trong tương lai những thay đổi của lạm phát. The VAR, trong lúc đó, phát
hiện rằng, tách ra khỏi sự đổi mới của chính nó, cung tiền, các nhân tố ngoại tác và đầu
ra luôn đóng vai trò trong quá trình lạm phát của Việt Nam.
Từ những kết quả trên, một số gợi ý chính sách có bắt nguồn từ Việt Nam. Thứ
nhất, đúng là những cú sốc bên ngoài, và do đó lạm phát nhập khẩu là khó tránh khỏi vì
Việt Nam là một nền kinh tế mở và nhỏ. Thứ hai, thực tế là độ trễ của lạm phát là nhân
tố quyết định chính của lạm phát là một kết quả không đáng ngạc nhiên (bình thường).
Nó cũng là tiềm tàng không mong muốn, hàm ý rằng khi tỷ lệ lạm phát đạt một mức
mới, nó giống như ở lại đó hơn là quay trở lại trước. Độ trễ lạm phát có lẽ được giải
thích bằng xu hướng lạm phát kỳ vọng. Những kỳ vọng này, lần lượt được giải thích bởi
sự thống trị của hệ thống chính sách chấp nhận một tỷ lệ lạm phát cao để đạt được tăng
trưởng kinh tế. Thực tế là Việt Nam có một chế độ tỷ giá cố định là một giải pháp cho
vấn đề này. Chế độ tỷ giá này có thể áp đặt những quy tắc tiền tệ cho các quan chức Việt
Nam và cũng giúp để neo giữ lạm phát kỳ vọng.