1

KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ
ĐẾN TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ VIỆT NAM
Ths. Nguyễn Thị Thanh Vân –Trường Đại học Sư phạm Kỹ thuật TP.HCM
Ths. Nguyễn Thiện Duy – Trường Đại học Kinh tế TP.HCM
CN. Phạm Tiến Dũng – Trường Đại học Kinh tế TP.HCM
Tóm tắt
Tăng trưởng kinh tế luôn là mục tiêu vĩ mô của mọi quốc gia. Trong một nền kinh tế
động sẽ có rất nhiều nhân tố có thể ảnh hưởng đến việc tăng trưởng, song đối với mỗi quốc
gia, các nhân tố này có thể khác nhau hoặc mức độ ảnh hưởng là khác nhau. Chính vì vậy,
mục tiêu của nghiên cứu này là thông qua dữ liệu thống kê để xác định các nhân tố ảnh hưởng
đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam trong dài hạn và ngắn hạn. Nghiên cứu kiểm định trên dữ
liệu của Việt Nam từ năm 2000 đến 2013 và sử dụng mô hình VECM đã tìm thấy mối quan
hệ giữa cung tiền, tỉ giá hối đoái thực đa phương, lãi suất tái cấp vốn đều có mức độ ảnh
hưởng khác nhau đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam với độ trễ là một quý. Kết quả này là
cần thiết cho các nhà hoạch định chính sách kinh tế vĩ mô tham khảo.
Từ khóa: Tăng trưởng kinh tế, cung tiền (M2), lãi suất tái cấp vốn, tỉ giá hối đoái thực đa
phương.
1. GIỚI THIỆU
1.1. Tầm quan trọng của nghiên cứu
Tăng trưởng kinh tế vẫn luôn là ưu tiên hàng đầu ở các quốc gia, đặc biệt trong tình
hình kinh tế không được tốt của những năm gần đây. Để đạt mục tiêu tăng trưởng, các chính
phủ có thể sử dụng nhiều công cụ vĩ mô như chính sách tài khóa, chính sách tiền tệ, chính
sách kinh tế đối ngoại… Theo ý kiến riêng, chúng tôi nhận thấy chính sách tiền tệ là chính
sách quan trọng nhất vì nó tác động trực tiếp vào hệ thống lưu thông hàng - tiền của nền kinh
tế. Trong các nghiên cứu của các tác giả trước đây đã tìm ra nhiều nhân tố tác động thuộc
chính sách tiền tệ, tuy nhiên trong bối cảnh hội nhập hiện nay của Việt Nam, liệu những nhân
tố này có thực sự ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế của Việt Nam và giúp cho kinh tế tăng
trưởng bền vững hay không thì cần thiết phải kiểm định qua số liệu cụ thể. Ngoài ra, nghiên
cứu này cũng mong muốn đóng góp thêm bằng chứng thực nghiệm về sự tác động của chính

Stockman (1981) cho rằng việc tăng tỷ lệ cung tiền tệ làm giảm sự hình thành vốn
trong thời gian dài, tức là lạm phát tăng cao sẽ làm cho tăng trưởng giảm cùng với việc giảm
nắm giữ tiền.
Trong thời gian gần đây, nhiều nhà nghiên cứu đã đưa các tư tưởng trên vào thực
nghiệm để thấy rõ hơn mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và tăng trưởng kinh tế, cụ thể có
thể kể đến:
Philippe et al. (2006) bằng phương pháp GMM, lấy dữ liệu từ 83 quốc gia, trong một
giai đoạn dài từ 1960 - 2000, và tìm ra rằng tỷ giá hối đoái thực tế biến động có thể tác động
đáng kể đến tỷ lệ tăng sản lượng trong dài hạn. Tuy nhiên, bài nghiên cứu cũng cho thấy
những nước có sự phát triển tài chính thấp thì biến động tỷ giá làm giảm tăng trưởng, nhưng
các nước có tài chính tiên tiến lại bị ảnh hưởng ít hơn.
Ogunmuyiwa và Ekone (2010) đã nghiên cứu mối quan hệ giữa cung tiền và tăng
trưởng kinh tế ở Nigeria, dữ liệu được lấy từ năm 1980 đến năm 2006. Bài nghiên cứu sử
dụng phương pháp OLS, VAR và kiểm định nhân quả Granger từ đó tìm thấy mối quan hệ
tích cực giữa tổng cung tiền và sự tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, nghiên cứu lại thấy rằng
việc thu hẹp hay mở rộng cung tiền không gây phản ứng đáng kể đến tăng trưởng GDP.
Ismail O. Fasanya et al. (2013) đã nghiên cứu tác động của chính sách tiền tệ tới tăng
trưởng kinh tế ở Nigeria trong chuỗi thời gian 1975 - 2010. Với phương pháp ECM, kiểm
định đơn vị (Unit root test) để kiểm tra tính dừng của các biến, bài nghiên cứu đã tìm ra rằng


3
chính sách tiền tệ ở Nigeria phụ thuộc vào các công cụ chính sách quan trọng như lãi suất, tỷ
giá, dự trữ và tiền cơ sở, sự đổi mới chính sách tiền tệ ở Nigeria có tác động tới các tham số
kinh tế thực và danh nghĩa.
Từ những nghiên cứu của các tác giả trước đây, chúng tôi tiến hành nghiên cứu tác động
của chính sách tiền tệ tới tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam thông qua các biến số là cung tiền
M2, lãi suất tái cấp vốn, tỷ giá hối đoái thực đa phương.
- Cung tiền M2 bao gồm tiền mặt ngoài ngân hàng, tiền ngân hàng và những khoản gửi
có thể nhanh chóng chuyển thành tiền mặt mà hầu như không bị mất mát. Hiện tại ở Việt Nam


r

Cách tính

Nguồn số liệu

Tính từ giá trị GDP danh nghĩa điều

Trang web

chỉnh theo CPI, lấy quý 4/2007 làm gốc
Lấy ngày cuối quý đại diện cho cả quý

Trang web
thomsonreuters.com
IMF

M2

REER

thomsonreuters.com

Tính từ NEER điều chỉnh theo CPI, lấy

Trang web

quý 4/2007 là gốc và được yết giá gián


-

Nếu các chuỗi cùng dừng sau khi lấy sai phân bậc 1, chuyển qua bước 2

Bước 2: Kiểm định quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi dữ liệu theo phương pháp
Johansen với kiểm định Trace Statistics theo công thức: LRtr = - n
Với

là các giá trị riêng được sắp xếp theo thứ tự từ lớn đến nhỏ nhất

Giả thiết H0: Có nhiều nhất r mối quan hệ đồng liên kết (r = 0, 1, 2, …, k-1)
H1: Có m mối quan hệ đồng liên kết
Bước 3: Xây dựng mô hình hồi quy mối quan hệ trong dài hạn và ngắn hạn giữa các chuỗi
dữ liệu với 2 trường hợp:
-

Trường hợp 1 (không có đồng liên kết): Sử dụng mô hình VAR để ước lượng mối
quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn của các chuỗi dữ liệu.

-

Trường hợp 2 (có đồng liên kết): sử dụng mô hình VECM để ước lượng mối quan
hệ trong ngắn hạn và dài hạn của các chuỗi dữ liệu.

Bước 4: Kiểm định phần dư từ mô hình VECM
-

Tính dừng phần dư

-

4.1. Kiểm tra tính dừng của các chuỗi số liệu:
Bảng 4.1: Kiểm tra tính dừng cho các chuỗi dữ liệu ở Việt Nam trong giai đoạn từ quý
1/2000 cho đến quý 2/2013
Chuỗi dữ liệu

Kiểm định ADF

Kết luận

Log của giá trị GDP

LGDP

-1.959304

Không dừng

thực

DLGDP

-6.943998***

Dừng

LM2

-1.860508

Không dừng


Log cung tiền (M2)

Lãi suất

Log của REER

Nguồn: Theo tính toán của nhóm nghiên cứu từ phần mềm Eview 7


6
Ghi chú: L là kí hiệu sau khi lấy logarithm cho các chuỗi dữ liệu, D là kí hiệu cho
sai phân bậc 1, viết tắt là I(1). Giả thiết Ho: Chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị (tức là không
có tính dừng). Giá trị kiểm định trong bảng là giá trị t-statistics. Ký hiệu ***, **, * ứng
với mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5% và 10%. Kiểm định nghiệm đơn vị lựa chọn
độ trễ tối ưu theo tiêu chuẩn AIC với độ trễ tối đa là 4.
Bảng 3.1 trình bày kết quả kiểm định tính dừng của các chuỗi dữ liệu ở Việt Nam
từ quý 1/2000 đến quý 2/2013. Kết quả kiểm định cho thấy tất cả các chuỗi dữ liệu đều
không dừng ở chuỗi gốc, nhưng đều dừng sau khi lấy sai phân bậc 1, hay nói cách khác,
các chuỗi này đều là các chuỗi I (1).
4.2. Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johansen
Thực hiện kiểm định đồng liên kết các chuỗi dữ liệu trong mô hình theo phương
pháp Johansen.
Bảng 4.2: Kết quả kiểm định đồng liên kết
Giả thiết

Giá trị riêng

Thống kêTrace Giá trị tới hạn ở 5%


0.6495

Tối đa 3

0.079235

4.292603

9.164546

0.3703

Kiểm định Trace cho thấy có 1 mối quan hệ đồng liên kết tại mức ý nghĩa 5%
* Cho thấy việc bác bỏ giả thiết H0 tại mức ý nghĩa 5%
** Giá trị xác suất thống kê theo MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
Ghi chú: Giả thiết Ho là có tối đa r mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi dữ
liệu. Mức ý nghĩa thống kê trong kiểm định của Johansen là 5%.
Nguồn: Theo tính toán của nhóm nghiên cứu từ phần mềm Eview 7
Kết quả kiểm định mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình cho thấ y
có mộtmối quan hệ đồng liên kết giữa các biến trong mô hình. Với kết quả này, bài nghiên
cứu sẽ tiến hành ước lượng theo phương pháp VECM. Vì trong bài nghiên cứu này chỉ xem
xét tác động của các nhân tố đến giá trị GDP thực nên kết quả rút ra sẽ là phương trình ECM tác động của các nhân tố đến GDP thực.
Khi đó, phương trình hồi quy cụ thể sẽ như sau:


7

Trong đó:

LGDP: Giá trị logarithm của GDP thực, là biến phụ thuộc


0.993454

1.000000

0.0000

-----

0.652049

0.686755

1.000000

0.0000

0.0000

-----

0.660818

0.684495

0.627446

1.000000

0.0000

-

LM2

0.3552

-19.1931

r

-0.0237

3.6747

REER

-0.3811

1.7876

tn-k0.05

1.6766

Nguồn: Theo tính toán của nhóm nghiên cứu từ phần mềm Eview 7
Ghi chú: Giả thiết Ho: Hệ số hồi quy có ý nghĩa thống kê, tức là H 0: βj = 0. Mức ý nghĩa
thống kê sử dụng trong kiểm định là 10%.
— Hệ số hồi quy với LM2 = 0.3552 và có ý nghĩa thống kê (t – value = -19.1931) cho
thấy trong dài hạn, khi cung tiền tăng lên 1% thì trung bình giá trị GDP thực của Việt
Nam sẽ tăng lên 0.3552%


D(LREER(-1))

-0.018289

-0.14980

ECM(-1)

-0.100906

-1.93394

t n-k0.05

1.6766

Nguồn: Theo tính toán của nhóm nghiên cứu từ phần mềm Eview 7
Kết quả trong ngắn hạn cho thấy tại độ trễ 1 kì (1 quý sau đó), các biến cung tiền
M2, lãi suất và tỉ giá hối đối thực hiệu lực chưa tác động đến tăng trưởng kinh tế, hay nói
cách khác, các nhân tố này phải sau hơn 1 quý mới thực sự có tác động đến tăng trưởng
GDP.
Hệ số ECM (-1) là tốc độ hiệu chỉnh sai số trong mô hình ECM. Hệ số có giá trị là 0.1009 và có ý nghĩa thống kê với t – value = -1.9339. Điều này cho thấy, khi một chính


9
sách tiền tệ nào đó được thực hiện (tức là những giá trị trong ngắn hạn tăng (giảm) – làm
lệch giá trị GDP thực khỏi đường cân bằng trong dài hạn – thì ngay tại kì tiếp theo (3
tháng sau đó), giá trị của những tác động này sẽ có xu hướng trở về vị trí cân bằng với
mức độ điều chỉnh về vị trí cân bằng (đường cân bằng trong dài hạn) là 10,09%.


222.507

0.0000

204

** Xác suất cho kiểm định Fisher được tính toán bằng cách sử dụng tiệm cận
phân phối Chi-square. Tất cả các kiểm định đều được giả định tiệm cận chuẩn tắc
Nguồn: Theo tính toán của nhóm nghiên cứu từ phần mềm Eview 7
Kết quả kiểm định phần dư cho thấy phần dư của mô hình hồi quy VECM là dừng với
mức ý nghĩa thống kê cao (p – value = 0.0000).
4.4.2. Kiểm định tự tương quan của mô hình hồi quy
Bảng 4.7: Kiểm định tự tương quan Portmanteau
Độ trễ

Thống kê Q

Xác suất

Thống kê Q hiệu chỉnh

Xác suất

Df

1

2.320379


45

4

48.22295

0.8825

51.03796

0.8146

61

*Kiểm định chỉ có hiệu lực đối với độ trễ lớn hơn độ trễ của VAR.
df là bậc tự do cho phân phối chi-square
Nguồn: Theo tính toán của nhóm nghiên cứu từ phần mềm Eview 7
Kết quả kiểm định tự tương quan phần dư của mô hình hồi quy theo phương pháp
Portmanteau Tests cho thấy không có tự tương quan bậc cao trong mô hình hồi quy với
mức ý nghĩa thống kê là 10%.


10
Bảng 4.8: Kiểm định tự tương quan LM
Độ trễ

Thống kê LM

Xác suất


Kiểm định:
Chi-sq

Df

Xác suất

113.5073

100

0.1681

Kết quả kiểm định phương sai thay đổi phần dư của mô hình hồi quy theo phương
pháp White cho thấy không có hiện tượng phương sai thay đổi trong mô hình hồi quy với
mức ý nghĩa thống kê là 10%.
Từ ba kết quả kiểm định tính dừng, tự tương quan và phương sai thay đổi của phần
dư trong mô hình hồi quy cho thấy phần dư từ mô hình ECM là một nhiễu trắng (White
noise – phần dư đáp ứng các giả thiết). Khi đó, kết quả ước lượng mô hình sẽ là một
ước lượng BLUE (Best Linear Unbiaes Estimator – Ước lượng không thiên lệch tuyến
tính tốt nhất). Do đó, kết quả hồi quy ECM là đáng tin cậy.
5. KẾT LUẬN VÀ KIẾN NGHỊ
Với mục tiêu của bài nghiên cứu là xem xét các nhân tố chính sách tiền tệ có tác động
đến tăng trưởng kinh tế ở Việt Nam, bài nghiên cứu đã kiểm định ba nhân tố là cung tiền
(M2), lãi suất tái cấp vốn và tỉ giá hối đoái thực đa phương có ảnh hưởng tới tăng trưởng kinh
tế ở Việt Nam. Bằng phương pháp kiểm định đồng liên kết của Johansen và mô hình VECM,
ECM đối với mẫu dữ liệu từ quý 1/2000 đến quý 2/2013, bài nghiên cứu đã tìm ra được một
mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa ba nhân tố này với tăng trưởng kinh tế. Các kết
quả trong dài hạn được đưa ra như sau:


nhau chứ không tách rời, đơn lẻ. Và mô hình cũng đã chứng minh độ trễ thời gian là hơn 3
tháng với tốc độ hiệu chỉnh sai số 10,09%, đây là điều cần thiết để chính phủ tính toán khi áp
dụng các nhân tố này trong quá trình tăng trưởng kinh tế bền vững ở Việt Nam./-


12
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Asteriou, D. & S.G. Hall (2007), Applied Econometrics: A Modernapproach (revised edition),
New York: Palmgrave Macmillan.
Fasanya, I.O., A.B.O. Onakoya & M.A. Agboluaje (2013), Does Monetary Policiy Influence
Economic Growth in Nigeria? Asian Economic and Financial Review, Vol.3(5), pp.635-646.
Philipppe Aghion, P.B (2006), Exchange rate volatility and productivity growth: the role of
financial development, NBER working paper No.12117
Johansen, S. (1991), Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian
Vectoe Autoregressive Models, Econometrica, Vol.59(6), pp.1551-1580.
Keynes, J.M. (1930), Treatise on Money, Vol.2, London: MacMillan.
Ogunmuyiwa, M.S & A.F. Ekone (2010), Money Supply - Economic Growth Nexus in
Nigeria, Journal Social Science, Vol.22(3), pp.199-204.
Philippe, A., B. Philippe, R. Ranciere & K. Rogoff (2006), Exchange Rate Volatility and
Productivity Growth: The Role of Financial Development, Journal of Monetary Economics,
Vol.56(4), pp.494-513.
Stockman, A.C. (1981), “Anticipated Inflation and the Capital Stock in a Cash-in-Advance
Economy”, Journal of Monetary Economics, Vol.8, pp.387-393.
Irving Fisher (1911), The Purchasing Power of Money, chapter II: Purchasing power of
money as related to the equation of exchange
J. Shiskin A.H. Young and J.C. Musgrave (1967), “The X-11 variant of the census method II
seasonal adjustment program