Chuyên đề tốt nghiệp
Phân tích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả
PHẦN MỞ ĐẦU
1. Đặt vấn đề
Các lý thuyết tiền tệ đã cho rằng việc giá cả liên tục tăng do những
nguyên nhân:
1/Do dư thừa cung cầu;
2/Chi phí đẩy;
3/Đường cong Philip;
4/ Các lý thuyết cơ cấu;
Các nhà theo chủ nghĩa trọng tiền và theo lý thuyết của Keynes đều cho
rằng việc giá cả tăng vì tổng cầu phát sinh do cung tiền hoặc do chi tiêu vượt
quá mức sản lượng mà nền kinh tế cá thể sản xuẩt ra trong thời kỳ ngắn hạn.
Lý thuyết chi phí đẩy đưa ra tầm quan trong hơn về khía cạnh của cung
tiền và khẳng định rằng giá tăng do tăng chi phí sản xuất. Mô hình đường
cong Philip đã chỉ ra sự cân bằng giữa thất nghiệp và tiền lương, lạm phát, từ
đó dẫn đến sự gia tăng của thất nghiệp. Lý thuyết cơ cấu của lạm phát cho
rằng lạm pháp là do đặc tính cơ cấu thắt chặt hay do tồn tại những đặc tính
của nền kinh tế của những nước đang phát triển, chẳng hạn như cung không
co giãn của lương thực, khoảng cách của tỷ giá, cơ sở hạ tầng kém, sự thay
đổi thất thường của cầu…
Khi phân tích lạm phát ở các nước đang phát triển có hai quan điểm
khác nhau về vấn đề này. Phái những nhà theo chủ nghĩa trọng tiền giải thích
rằng lạm phát là một hiện tượng tiền tệ và tăng giá do tăng cung tiền. Do đó
mô hình tiền tệ về lạm phát đã được nhấn mạnh nhiều trong lý thuyết định
lượng tiền tệ cổ điển và những nhân tố lạm phát luôn được đưa vào các hàm
về tiền tệ. Về phía những người theo trường phái cơ cấu lại cho rằng tăng giá
Vũ Thị Hạnh – TTC45
1
Chuyên đề tốt nghiệp
là do tăng chi phí sản xuất mà nó bắt nguồn từ những yếu tố khách quan bên

giảm và mức cầu tăng. Tổng cung giảm có thể do những cú sốc bất lợi về
công nghệ, cung lao động giảm hay giá các yếu tố sản xuất tăng. Nhưng tổng
cung giảm không gây ra sự tăng giá liên tục trừ khi chúng được tiếp ứng bởi
ngân hàng trung ương tăng lượng tiền liên tục. Tổng cầu tăng có thể do tăng
tiêu dùng của Chính Phủ hay giảm thuế là có giới hạn nên không thể gây tăng
giá liên tục. Vì vậy chỉ còn nhân tố cung tiền sẽ làm cho mức giá tăng.
Dựa trên những chứng minh có tính lịch sử, nhiều nghiên cứu thực
nghiệm đã thừa nhận mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả trung dài hạn. Trường
phái các nhà phi tiền tệ đều nhận thấy mối quan hệ giữa giá cả và tiền tệ
nhưng lại cho rằng không nhất thiết một yếu tố sẽ là nguyên nhân của yếu tố
kia. Thông qua lý thuyết lượng hoá, các nghiên cứu đó đều thừa nhận tiền
sang giá và tiền tệ được xác định như là biến ngoại sinh. Trong khi đó, các
trường phái khác lại nhìn nhận tiên tệ như là biến nội sinh và có thể xác định
rõ trong trường hợp lạm phát.
Từ lý thuyết và thực nghiệm đã có, trong phần này chúng ta sẽ phân
tích mối quan hệ giữa tiền tệ và giá cả, đồng thời cũng kiểm tra mối quan hệ
nhân quả giữa các yếu tố này của nền kinh tế Việt Nam trong thời gian qua.
3. Tổng quan về các nghiên cứu thực nghiệm đã có
Đã có một số lượng lớn các nghiên cứu về mối quan hệ giữa tiền tệ và
giá cả trong các nước đang phát triển mà những kết quả nghiên cứu đó có thể
giúp chúng ta xem xét mối quan hệ này ở Việt Nam. Các nghiên cứu thực
nghiệm cho nền kinh tế Ấn Độ đã được xem xét, chẳng hạn theo khuân khổ lý
thuyết định lượng có Gupta, lahiri, theo khuân khổ cấu trúc nghiên cứu ảnh
hưởng của chính sách tiền tệ tới giá cả của Nêpan, các nghiên cứu của Fry,
Vũ Thị Hạnh – TTC45
3
Chuyên đề tốt nghiệp
Pant và Sharma cho thấy mối quan hệ thiết yếu giữa tiền tệ và giá cả, trong
khi đó các nghiên cứu của Willace và Mc Nown và Khatiwada lại cho thấy
mối quan hệ mạnh giữa các yếu tố này. Hơn nữa các kết quả của Khatiwada

đoán rất có thể lạm phát sẽ ở mức 2 con số đến cuối năm 2006 và như vậy
việc tăng giá đồng tiền trong nước gặp nhiều khó khăn trong tương lai và việc
giữ CPI không cao hơn tốc độ tăng trưởng GDP cũng khó mà thực hiện.
Để có thể kiểm soát lạm phát ở VN trong điều kiện hiện nay, cần có
những giải pháp cụ thể và đồng bộ được thực hiện bởi chính phủ, hệ thống
ngân hàng cũng như các doanh nghiệp và người dân.
Đã có nhiều công trình nghiên cứu phân tích định tính và định lượng
cho mối quan hệ giữa chính sách tiền tệ và giá cả của Việt Nam trong giai
đoạn này. Kết quả nghiên cứu của mộ số nhà nghiên cứu trước đây chỉ ra rằng
đã chỉ ra rằng sự thay đổi của M1 cũng như M2 hàng năm có ảnh hưởng yếu
đến sự thay đổi của CPI. Khi phân tích mối quan hệ giữa cung tiền và lạm
phát, tác giả Phan Thị Hồng Hải cho rằng ảnh hưởng trễ của cung tiền dẫn
đến lạm phát là điều không thể tránh khỏi khi nền kinh tế hoạt động kém hiệu
quả. Tuy nhiên các kết quả thu được chưa phản ánh ảnh hưởng lâu dài của
nhân tố tiền tệ đến thay đổi giá cả. Bởi vì xem xét tác động của các biến trễ
mà độ dài trễ chỉ là 1 hoặc 2 thì ảnh hưởng quan sát được là không rõ ràng.
Do vậy trong nghiên cứu ảnh hưởng của cung tiền tới giá cả, chúng ta xét tác
động với độ trễ kéo dài cùng tác động của một số nhân tố khác chẳng hạn như
chỉ số GDP, tỷ giá hối đoái.
Vũ Thị Hạnh – TTC45
5
Chuyên đề tốt nghiệp
CHƯƠNG 1: PHƯƠNG PHÁP LUẬN NGHIÊN CỨU
1. Các biến số được chọn để ước lượng mô hình.
Lạm phát được đo lường bởi tỷ lệ lạm phát, đó là sự gia tăng của mức giá
tổng quát theo thời gian. Hai thước đo thông dụng để phản ánh mức giá
tổng quát là chỉ số giá tiêu dùng CPI và chỉ số điều chỉnh DGDP (GDP
lạm phát).
Chỉ số tiêu dùng (CPI) là một tỷ số phản ánh giá của rổ hàng hoá trong
nhiều năm khác nhau so với giá của cùng rổ hàng hóa đó trong năm gốc

tế và trọng số được điều chỉnh tuỳ thuộc vào mức độ đóng góp tương ứng
của các loại hàng hoá và dịch vụ vào giá trị gia tăng. Nhưng chỉ số này
không phản ánh trực tiếp sự biến động của giá hàng nhập khẩu cũng như
biến động của tỷ giá hối đoái. Bởi lẽ chỉ số này không phản ánh được sự
thay đổi của chất lượng hàng hoá khi tính toán tỷ lệ lạm phát và nó cũng
không phản ánh được sự biến động của giá cả trong từng tháng. Về mặt
khái niệm đây chỉ là chỉ số đại diện tốt hơn cho việc tính toán tỷ lệ lạm
phát trong nền kinh tế. Ngoài ra còn có một chỉ số giá mà không bị tác
động bởi những cú sốc tạm thời và được dùng làm cơ sở cho hoạch định và
đánh giá hoạt động của chính sách tiền tệ. Đó là chỉ số lạm phát cơ bản.
Tuy nhiên với Việt Nam, trong những năm qua đã sử dụng chỉ số giá tiêu
dùng (CPI) để xác định lạm phát và sử dụng nó cho mục đích điều hành
chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung Ương cũng như của Chính phủ.
Bởi vậy trong phần nghiên cứu này chúng ta lựa chọn chỉ số giá tiêu dùng
CPI là đại diện cho mức gia cả trong các mô hình xem xét.
Vũ Thị Hạnh – TTC45
7
Chuyên đề tốt nghiệp
Vấn đề thứ hai là sự lựa chọn số liệu tiền cung ứng để đại diện cho lượng
tiền tệ trong mô hình: Khối lượng tiền cung ứng hẹp M1, rộng M2. Trong
phần nghiên cứu mối quan hệ giữa tiền tệ và thu nhập cho thấy, giữa M1 và
thu nhập có quan hệ mạnh hơn mối quan hệ M2 và thu nhập, nên chủ yếu
chúng ta sẽ xét mối quan hệ giữa m1và giá cả. Do đó chúng ta sử dụng bộ
phận M1

là đại diện cho tiền tệ trong các phương trình hồi quy được xét.
Tuy nhiên chúng ta vẫn lần lượt xem xét tác động của từng bộ phận đến giá
cả trong ngắn hạn và dài hạn.
2. Số liệu cho hồi quy
Các số liệu phản ánh diễn biến của M1, M2, GDP, chỉ số CPI được lấy

Thực hiện dưới dạng hàm số chúng ta có thể viết lại đẳng thức như sau:
GLNP = f(GLNM) + g(GLNV, GLNQ) + U
Trong đó U là sai số ngẫu nhiên.
Nếu chúng ta giả định rằng hàm g(GLNV, GLNQ) có thể xấp xỉ bởi một
hệ số không đổi a
0
thì hàm số có dạng:
GLNP = f(GLNM) + a
0

Dưới dạng mô hình hồi quy sẽ là:
GLNP
t
= a
0
+a
1
GLNM
t
+ U (1)
Dạng (1) được đưa ra thực chất là một mô hình dạng gần rút gọn
(quasi- reduced form).
Trong đó chúng ta đã giả định rằng sự thực mối quan hệ giữa vận tốc lưu
thông tiền tệ và sản phẩm đầu ra là ổn định hơn mối quan hệ giữa những
thay đổi trong tiền tệ với những thay đổi trong mức giá. Khi đó số hạng a
0
cần phải nhỏ. Vì a
0
đại diện cho sự ảnh hưởng của thu nhập thực và tốc độ
lưu thông:

tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số giá cả)
Dependent Variable: GLNP
Method: Least Squares
Date: 04/24/07 Time: 09:28
Sample: 1997:1 2004:3
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
GLNM1 -0.0783951 -2.0707650 -1.5707358 0.01338
C 0.0098023 3.2651082 1.2654598 0.00608
R-squared 0.136915 Mean dependent var 0.004697
Adjusted R-squared -0.025260 S.D. dependent var 0.008058
S.E. of regression 0.008159 Akaike info criterion -6.717026
Sum squared resid 0.001931 Schwarz criterion -6.624510
Log likelihood 106.1139 F-statistic 4.27088
Durbin-Watson stat 1.518768 Prob(F-statistic) 0.01338
Từ bảng ta thấy hệ số chặn và hệ số của cung tiền hẹp có ý nghĩa thống
kê ở mức 5%. Tuy nhiên sự thay đổi của chỉ số tiêu dùng chỉ có 13.7% là
do cung tiền hẹp gây ra.
Vũ Thị Hạnh – TTC45
11
Chuyên đề tốt nghiệp
Bảng 2 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng với
tỷ lệ tăng trưởng của của chỉ số giá cả)
Dependent Variable: GLNP
Method: Least Squares
Date: 04/24/07 Time: 09:29
Sample: 1997:1 2004:3
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
GLNM2 -0.079568 1.2829137 1.7335556 0.85061

Durbin-Watson stat 1.468787 Prob(F-statistic) 0.042023
Bảng kết quả cho thấy tất cả các hệ số trong phương trình hồi quy đều
có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. R
2
=23.46% rất nhỏ, thể hiện 23.46% sự
thay đổi của giá cả là do thu nhập thực và cung tiền hẹp gây ra.
Bảng 4 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền mở rộng, thu nhập thực tế với tỷ lệ
tăng trưởng của chỉ số giá cả)
Dependent Variable: GLNP
Method: Least Squares
Date: 04/26/07 Time: 09:31
Sample: 1997:1 2004:3
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
Vũ Thị Hạnh – TTC45
13
Chuyên đề tốt nghiệp
GLNQ -0.024391 2.144888 1.34876 0.0419
GLNM2 -0.064970 -1.185665 -1.99773 0.3940
C 0.011484 2.508726 1.37867 0.0465
R-squared 0.195828 Mean dependent var 0.004697
Adjusted R-squared -0.022335 S.D. dependent var 0.008058
S.E. of regression 0.008147 Akaike info criterion -6.690457
Sum squared resid 0.001859 Schwarz criterion -6.551684
Log likelihood 106.7021 F-statistic 3.152296
Durbin-Watson stat 1.262327 Prob(F-statistic) 0.051857
Hệ số của cung tiền mở rộng không có ý nghĩa thống kê, mặc dù đã
đưa thêm biến thu nhập thực vào mô hình hồi quy. Điều này khẳng định
thêm rằng cung tiền mở rộng không ảnh hưởng tới giá cả.
Bảng 5 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp với

R-squared 0.005606 Mean dependent var 0.006217
Adjusted R-squared 0.033386 S.D. dependent var 0.001219
S.E. of regression 0.001198 Akaike info criterion -10.55353
Sum squared resid 4.16E-05 Schwarz criterion -10.46101
Vũ Thị Hạnh – TTC45
15
Chuyên đề tốt nghiệp
Log likelihood 165.5797 F-statistic 0.016165
Durbin-Watson stat 2.766558 Prob(F-statistic) 0.164275
Tương tự kết quả hồi quy bảng 6 ta thấy các hệ số của phương trình
hồi quy đều không có ý nghĩa thống kê, cung tiền mở rộng không ảnh hưởng
tới GDP lạm phát.
Bảng 7 (tỷ lệ tăng trưởng của cung tiền hẹp, thu nhập thực tế
với tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số GDP điều chỉnh)
Dependent Variable: GLNDGDP
Method: Least Squares
Date: 04/24/07 Time: 09:33
Sample: 1997:1 2004:3
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
GLNQ -0.441783 0.016303 1.61526 0.0422
GLNM1 0.060874 0.012798 2.424722 0.4027
C 0.014285 1.267179 2.267179 1.7517
R-squared 0.241361 Mean dependent var 0.006217
Adjusted R-squared -0.005684 S.D. dependent var 0.001219
S.E. of regression 0.001222 Akaike info criterion -10.48448
Sum squared resid 4.18E-05 Schwarz criterion -10.34571
Log likelihood 165.5094 F-statistic 4.145223
Durbin-Watson stat 2.73310 Prob(F-statistic) 0.012078
Vũ Thị Hạnh – TTC45

Biến độc lập
T
Biến phụ
thuộc
Hệ số chặn
1GLNM
2GLNM
GLNQ
R
2
F
D-
W
1
GLNP
0.0098 -0.0784 - - 0.1369 4.2708* 1.5187
Se (3.265)* (-2.071)*
2
GLNP
0.0113 - -0.0795 - 0.0581 1.6523 1.4977
(2.4366)* 1.2829
3
GLNP
0.0095 -0.0581 - -0.0218 0.2346 (3.9806)* 1.4687
(2.4998)
*
(-.6388)** -(1.9025)**
4
GLNP
0.0115 - -0.0649 -0.0244 0.1958 (3.152)** 1.2623

Từ phương trình thứ hai và thứ tư, hệ số của mức tăng trưởng của mức
cung tiền mở rộng M2 đều âm, không có nghĩa thống kê và cũng không khác
biệt nhiều so với giá trị 0. Điều này cho thấy rằng sự biến động của khối
lượng tiền cung ứng mở rộng không ảnh hưởng tới sự biến động của giá cả.
Khi thực hiện hồi quy mà trong đó biến giải thích lần lượt là M1 hoặc
M2, biến giá cả, các hệ số của chúng đều âm, hoàn toàn khác xa về mặt lý
thuyết mà như chúng ta mong đợi là giá trị này phải dương. Giá trị của hệ số
xác định R
2
trong các phương trình hồi quy còn quá nhỏ cho thấy các phương
trình được chỉ định là chưa hợp lý, đòi hỏi ta cần điều chỉnh. Phương trình
ước lượng tốt nhất thu được là:
PNGL
ˆ
= 0.009523 - 0.058126*
1
ˆ
MNGL
- 0.021861*
QNGL
ˆ
+
e
ˆ
(2.4.1)
Se (2.499813)* (1.638850)** (1.902569)**
R
2
=0.234646 F=(3.980675)* D-W=1.468787
Việc đưa thêm biến thu nhập thực vào trong phương trình đã cải thiện

Sample: 1997:1 2004:3
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic
Prob.
GLN_M1_Q_01 0.018022 2.226665 3.412803
0.1200
C 0.005101 1.475495 1.433678
0.0019
R-squared 0.236866 Mean dependent var
0.004697
Adjusted R-squared 0.003655 S.D. dependent var
0.008058
S.E. of regression 0.008043 Akaike info criterion
-6.745633
Sum squared resid 0.001876 Schwarz criterion
-6.653118
Log likelihood 106.5573 F-statistic
2.71005
Durbin-Watson stat 1.152157 Prob(F-statistic)
0.010045
Phương trình:
PNGL
ˆ
=0.005101+0.018022*
)/1(
ˆ
QMNGL
+
e
ˆ


DGDPNGL
ˆ
=0.013815+0.141482*
)/1(
ˆ
QMNGL
+
e
ˆ
(2.4.3)
Se 0.960525 (2.850117)*
R
2
=0.231777 F=(8.110666)* D-W=2.74471
Hệ số của lượng tiền cung ứng cho mỗi đơn vị thu nhập thực trong cả
hai phương trình đều dương và có ý nghĩa ở mức 15% và 5%.
Ước lượng cho P phụ thuộc vào tỷ lệ giữa M2 và thu nhập:

t
eQMNGLPNGL
ˆ
)/2(
ˆ
022.0005.0
ˆ
++=
(2.08)* (1.9)*
R
2

R
2
các phương trình hồi quy còn là thấp, còn nhiều khuyết tật chưa khắc phục
được cho thấy rằng trong ngắn hạn, ảnh hưởng của khối lượng tiền cung ứng
chưa có những tác động lớn đến sự biến động của giá cả vì chúng ta biết rằng
khối lượng tiền cung ứng ra trong thời kỳ vừa qua của Việt nam là được kiểm
soát, cho nên với giả định V được xem là ít biến động, mức giá là hoàn toàn
có thể kiểm soát được. Vì vậy từ các kết luận nhận được, chúng ta có thể cho
rằng trong phân tích ngắn hạn, tác động của mức cung tiền tới sự gia tăng của
giá cả là không lớn. Điều này là phù hợp với những kết quả về mặt định tính
mà tác giả Trương Quang Hùng và Vũ Hoài Bão đã đưa ra.
5. Phân tích trong dài hạn.
Phân tích kết quả trên cho thấy rằng với số liệu chúng ta lấy theo quý,
do đó tác động của tiền cung ứng tới sự thay đổi của giá cả trong ngắn hạn là
không rõ ràng. Hơn nữa các hệ số của biến tiền cung ứng âm là chưa phù hợp
Vũ Thị Hạnh – TTC45
23
Chuyên đề tốt nghiệp
với lý thuyết đã nêu. Do đó trong phần này chúng ta sẽ xem xét tác động của
sự thay đổi giá cả trong dài hạn của Việt nam. Bởi lẽ trong thực tế, mối quan
hệ giữa sự thay đổi trong lượng tiền và sự thay đổi trong mức giá có độ trễ
thời gian. Theo đó, tác động của sự thay đổi trong lượng tiền sẽ chuyển toàn
bộ vào sự gia tăng của mức giá tổng quát và các biến số sẽ trở về đúng với xu
hướng của nó trong dài hạn và nhiều nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng
độ trễ thời gian khoảng 12 tháng đến 14 tháng. Vì vậy ở phần này sẽ có hai
cách tiếp cận để xem xét ảnh hưởng của cung tiền: phương pháp trung bình
trượt và mô hình trễ có phân phối.
Việc áp dụng phương pháp trung bình trượt nhằm loại bỏ yếu tố chu
kỳ, mùa vụ cũng như những yêú tố bất thường khác trong biến cung tiền và
giá cả để từ đó thiết lập mối quan hệ xác thực giữa chúng. Để phù hợp lý luận

t
bị mất m thành phần đầu và m thành phần
cuối).
Vũ Thị Hạnh – TTC45
24
Chuyên đề tốt nghiệp
Sử dụng phương pháp hồi quy OLS cho các số liệu sau khi đã thực hiện
quá trình trung bình trượt thu được kết quả từ Eviews:
Bảng 11 (quan hệ trung bình trượt 5 quý của chỉ số giá cả và
trung bình trượt 5 quý cung tiền hẹp):
Dependent Variable: GLN_P5_01
Method: Least Squares
Date: 04/24/07 Time: 11:31
Sample(adjusted): 1997:3 2004:1
Included observations: 27 after adjusting endpoints
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
GLNM5_01 -0.166263 -5.699099 1.64955 0.0083
C 0.014208 7.851475 0.26914 0.0000
R-squared 0.587168 Mean dependent var 0.004064
Adjusted R-squared 0.217055 S.D. dependent var 0.004382
S.E. of regression 0.003877 Akaike info criterion -8.196291
Sum squared resid 0.000376 Schwarz criterion -8.100303
Log likelihood 112.6499 F-statistic 28.777967
Durbin-Watson stat 0.830028 Prob(F-statistic) 0.008332
Phương trình:

e
ˆ
M(5)N
ˆ