Mô hình toán học cho mối liên hệ dài hạn giữa lãi suất danh nghĩa và lạm phát

TRẦN TUẤN THANH BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC BÁCH KHOA HÀ NỘI - TRẦN TUẤN THANH MÔ HÌNH TỐN HỌC CHO MỐI LIÊN HỆ DÀI HẠN GIỮA LÃI SUẤT DANH NGHĨA VÀ LẠM PHÁT TOÁN TIN LUẬN VĂN THẠC SĨ KHOA HỌC CHUYÊN NGÀNH: TOÁN TIN 2010B HÀ NỘI – 2013 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC BÁCH KHOA HÀ NỘI TRẦN TUẤN THANH MÔ HÌNH TỐN HỌC CHO MỐI LIÊN HỆ DÀI HẠN GIỮA LÃI SUẤT DANH NGHĨA VÀ LẠM PHÁT LUẬN VĂN THẠC SĨ KHOA HỌC Chuyên ngành: TOÁN TIN Người hướng dẫn khoa học: TS Nguyễn Phương Anh GS TS Nguyễn Khắc Minh HÀ NỘI – 2013 MỤC LỤC LỜI CẢM ƠN LỜI CAM ĐOAN DANH SÁCH BẢNG, HÌNH MỞ ĐẦU ỆT NAM 1.1 Một số khái niệm 1.1.1 Lạm phát 1.1.2 Lãi suất 10 1.2 Thực trạng lạm phát Việt Nam 13 1.3 Thực trạng lãi suất Các sách lãi suất Việt Nam 17 1.3.1 Thực trạng lãi suất Việt Nam 17 1.3.2 Các sách lãi suất Việt Nam giai đoạn 1996 đến 20 1.4 Mối quan hệ lạm phát lãi suất 23 CHƯƠNG II: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 29 2.1 Sơ lược lý thuyết 29 2.2 Nghiên cứu thực nghiệm 31 2.2.1 Nghiên cứu nước ngoài: 31 2.2.2 Nghiên cứu nước: 36 CHƯƠNG III: PHƯƠNG PHÁP LUẬN 41 3.1 Định dạng mô hình 41 3.2 Mơ hình thực nghiệm 45 3.2.1 Mơ hình thực nghiệm Fisher 45 3.2.2 Mơ hình Var 45 CHƯƠNG IV: KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM 48 4.1 Mô tả số liệu sử dụng 48 4.2 Kết ước lượng thực nghiệm 49 4.2.1 Kết ước lượng dạng Fisher: 49 4.2.2 Kết ước lượng Mơ hình Var 50 4.2.3 Kết dự báo mơ hình 55 4.2.4 Tổng quan chung kết ước lượng thực nghiệm 57 KẾT LUẬN VÀ MỘT SỐ KHUYẾN NGHỊ CHÍNH SÁCH 58 Kết luận 58 Một số khuyến nghị sách 58 TÀI LIỆU THAM KHẢO 60 PHỤ LỤC 65 Kiểm định nghiệm đơn vị 65 Kiểm định quan hệ nhân 67 Kiểm định tính ổn định Mơ hình 69 LỜI CẢM ƠN Đầu tiên em xin chân thành cảm ơn GS.TS NGUYỄN KHẮC MINH TS NGUYỄN PHƯƠNG ANH tận tình hướng dẫn, bảo em thời gian qua Em xin bày tỏ lòng biết ơn tới thầy giáo Viện Tốn Ứng dụng Tin học Trường Đại học Bách khoa Hà Nội dạy bảo, cung cấp kiến thức quý báu cho em suốt trình học tập nghiên cứu trường Em xin gửi lời cảm ơn tới gia đình, bạn bè, người cổ vũ, quan tâm giúp đỡ em suốt thời gian học tập lúc làm luận văn Do thời gian kiến thức có hạn nên luận văn khó tránh khỏi thiếu xót định Em mong nhận góp ý quý báu thầy cô bạn Hà Nội, tháng năm 2013 TRẦN TUẤN THANH LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn nghiên cứu riêng Các số liệu, kết nêu luận văn trung thực chưa công bố công trình khác HỌC VIÊN CAO HỌC TRẦN TUẤN THANH DANH SÁCH BẢNG, HÌNH Bảng 1.1: Lạm phát theo năm Việt Nam ……………………….……….…….14 Bảng 1.2: Lạm phát Việt Nam so với số nước khu vực …… …… 15 Hình 1.3: Lạm phát Việt Nam giai đoạn từ 1996 – 2012……… ……… … 16 Hình 1.4: Chỉ số CPI theo tháng so với kỳ năm trước …………………… 17 Hình 1.5: Lãi suất Việt Nam so với số nước khu vực ……… …….18 Hình 1.6: Lãi suất theo tháng Việt Nam ……… ………………………………20 Hình 1.7: Lạm phát Lãi suất Việt Nam theo tháng giai đoạn 1996 - 2012 …… 25 Hình 1.8: Lãi suất thực (áp dụng với tiền gửi tháng năm 2011 - 2012) … ….27 Bảng 4.1: Mô tả thống kê cho biến ……………………………………………48 Hình 4.2: Kiểm định tính tự tương quan Nhiễu …… …………………….… 52 Hình 4.3: Phần dư biến mơ hình VAR …………………………… 53 Bảng 4.4: Phản ứng cú sốc ……………………………………………… 54 Hình 4.5: Bảng phần dư mơ hình dự báo lạm phát…………………………… 55 Bảng 4.6: Kết dự báo Lãi suất cho tháng năm 2013 …………….……56 Hình 4.7: Biểu đồ dự báo lãi suất năm 2013 ………………………………………56 MỞ ĐẦU Nước ta tr ình xây d ựng kinh tế thị trường định hướng xã hội chủ nghĩa với chế quản lý kinh tế có nhiều thay đổi tiếp tục hồn thiện Trong q trình chuyển đổi đó, kinh tế nước ta có biến động phức tạp thay đổi đáng kể công tác phát triển ổn định kinh tế Trong bối cảnh ấy, sách kinh tế, định điều hành đạo, quản lý kinh tế đóng vai trị quan trọng việc thúc đẩy phát triển Kinh tế - Xã hội đất nước Thực tiễn phát triển Kinh tế - Xã hội nước ta đòi h ỏi sách kinh tế khơng phải ban hành đồng bộ, nhanh chóng, kịp thời có tính khả thi cao mà cịn phải ln điều chỉnh cho phù hợp với thực tiễn biến động tình hình kinh tế, trị, xã hội nước quốc tế, đặc biệt vấn đề lạm phát Ở Việt Nam, năm gần đây, lạm phát ln cao bùng nổ lúc Do đó, cần phải có nghiên cứu lạm phát nghiên cứu cơng cụ kiềm chế lạm phát Có nhiều cơng cụ để kiềm chế lạm phát, nhiên, hầu hết nhà nghiên cứu cho rằng, công cụ lãi suất công cụ hữu hiệu kiềm chế lạm phát Trong tiến trình đó, nhiều mơ hình phương pháp nghiên cứu đề xuất kiểm nghiệm, phải kể đến mơ hình Ir Fisherđưa vào năm 1930 Ông cho r ằng lạm phát lãi suất danh nghĩa có m ối quan hệ dài hạn trình vận động kinh tế, đồng thời việc áp dụng kết mang l ại nhiều thành khả quan Với cách đặt vấn đề trên, trải qua trình học tập nghiên cứu giúp đỡ giáo viên hướng dẫn, chọn đề tài “Mô hình Tốn học cho mối liên hệ dài hạn lãi suất danh nghĩa lạm phát” làm đề tài luận văn tốt nghiệp Mục tiêu luận văn là: Thứ nhất, hệ thống hóa lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm mối liên hệ lãi suất danh nghĩa lạm phát dài hạn giới Việt Nam; thứ hai áp dụng giả thuyết Ir Fisher để đề xuất mơ hình thực nghiệm sử dụng số liệu theo tháng Tổng cục Thống kê lãi suất danh nghĩa làm phát giai đoạn từ năm 1996 đến 2012 (tần suất liệu thống kê theo tháng) để đưa kết thực nghiệm ban đầu; thứ ba thông qua trình nghiên cứu, luận văn mong muốn đưa số khuyến nghị sách nhằm kiềm chế lạm phát thông qua công cụ lãi suất Cấu trúc luận văn gồm chương: Chương I: : Chương nh bày khái niệm lạm phát lãi suất Bên cạnh đó, chương phân tích thực trạng lạm phát, lãi suất mối liên hệ chúng thực tiễn Việt Nam Chương II: : Chương giới thiệu tảng lý thuyết số kết thực nghiệm lạm phát lãi suất nước Chương III: Phương pháp luận: Chương hệ thống lại phương pháp đưa mơ hình áp dụng cho trường hợp cụ thể Việt Nam Chương IV: Kết thự : Chương giới thiệu số kết thực nghiệm ban đầu giải thích kết mơ hình thu ột số kết luận khuyến nghị tóm lược lại kết luận phần mơ hình thực nghiệm Việt Nam đưa số khuyến nghị sách với mong muốn đóng góp phần vào tảng nghiên cứu lạm phát lãi suất Việt nam CHƯƠNG , 1.1 Một số khái niệm 1.1.1 Lạm phát * Khái niệm lạm phát Trong kinh tế học, thuật ngữ “lạm phát” dùng để tăng lên theo thời gian mức giá chung hầu hết hàng hoá dịch vụ so với thời điểm trước đó, thường tháng, quý năm Như lạm phát đánh giá cách so sánh giá loại hàng hoá vào hai thời điểm khác nhau, với giả thiết chất lượng khơng thay đổi Khi giá trị hàng hố dịch vụ tăng lên, đồng nghĩa v ới sức mua đồng tiền giảm đi, với số tiền định, người ta mua số lượng hàng hố so với thời kỳ trước Có nhiều dạng lạm phát khác nhau, lạm phát số (single-digit inflation), lạm phát hai số (double-digit inflation), lạm phát phi mã (galloping inflation), siêu lạm phát (hyper inflation) * Phân loại lạm phát nguyên nhân lạm phát - Lạm phát cầu kéo Lạm phát tăng lên cầu gọi “lạm phát cầu kéo”, nghĩa cầu hàng hoá hay dịch vụ ngày kéo giá hàng hoá hay dịch vụ tăng lên mức cao Lạm phát cầu kéo thường phủ chi tiêu mức thực sách thu chi ngân sách mở rộng, hộ gia đình tăng chi tiêu tiêu dùng mức bình thường khu vực hộ gia đình có ngu ồn thu nhập khơng sản xuất viện trợ nước ngoài, hay thu nhập giá xuất tăng đột biến Bảng 4.6: kết dự báo Lãi suất cho tháng năm 2013 Time 2013 M1 2013 M2 2013 M3 2013 M4 2013 M5 2013 M6 2013 M7 2013 M8 2013 M9 2013 M10 2013 M11 2013 M12 forecast 13.0279 13.1814 13.3008 13.4121 13.1745 12.9427 12.7185 12.9318 13.0808 13.0952 13.2194 13.1658 lower CI 12.0744 11.7643 11.4740 11.1886 10.6851 10.2857 9.9735 10.1139 10.2304 10.2148 10.2980 10.1957 upper CI 13.9814 14.5986 15.1276 15.6356 15.6638 15.5997 15.4635 15.7498 15.9312 15.9755 16.1407 16.1359 +/0.9535 1.4171 1.8268 2.2235 2.4893 2.6570 2.7450 2.8180 2.8504 2.8803 2.9213 2.9701 Bảng trình bày kết dự báo lãi suất cho 12 tháng năm 2013 Cột thứ biểu thị thời gian, cột thứ biểu diễn giá trị dự báo, Cột cột biếu diễn giá trị dự báo lớn giá trị dự báo nhỏ cột chênh lệch giá trị dự báo Kết dự báo cho thấy, lãi suất theo tháng năm 2013 biến động, giá trị dự báo thấp 12,72% vào tháng giá trị dự báo cao 13,41% vào tháng Hình 4.7: Biểu đồ dự báo lãi suất năm 2013 56 4.2.4 Tổng quan chung kết ước lượng thực nghiệm Từ kết ước lượng mơ hình ta thấy hiệu ứng Fisher khơng thể hồn tồn “khi tỷ lệ lạm phát kỳ vọng tăng 1% kéo theo tỷ lệ lãi suất danh nghĩa tăng tương ứng 1%”, song khẳng định với điều kiện yếu tố khác khơng đổi, gia tăng tốc độ tỷ lệ lạm phát 1% kéo theo tỷ lệ lãi suất danh nghĩa tăng tương ứng 12.89% Điều sai lệch so với hiệu ứng Fisher “một - một” Vì vậy, nhận định rằng, kinh tế thị trường Việt Nam thời gian tiểm ẩn khả rủi ro cao, khiến cho người gửi tiền đòi hỏi mức lãi suất danh nghĩa cao cao so với tỷ lệ “một – một” Fisher lạm phát kỳ vọng tăng 1% Nói cách khác người gửi tiền đòi hỏi cộng thêm vào lãi suất danh nghĩa mức bù rủi ro, nhằm tránh rủi ro xảy thị trường tiền gửi, chứng tỏ họ người khơng thích rủi ro Có thể nguyên nhân vấn đề này, mà nhiều nguyên nhân khác, để giải thích vấn đề địi hỏi phải làm nhiều thực nghiệm có liên quan Đây vấn đề phức tạp chưa thể giải khuôn khổ luận văn 57 KẾT LUẬN VÀ MỘT SỐ KHUYẾN NGHỊ CHÍNH SÁCH Kết luận Kết thực nghiệm Việt Nam lãi suất danh nghĩa l ạm phát có mối quan hệ chặt chẽ với hệ số tương quan chuỗi nghiên cứu 0,52 Bên cạnh đó, kết nghiên cứu thực nghiệm định lượng cho thấy sai phân bậc lạm phát giải thích biến động lạm phát với mức độ tin tậy khoảng 95% Kết phân rã phương sai theo Cholesky ch ỉ rằng, lạm phát lãi suất có mối liên hệ định Trong đó, cú sốc lạm phát kéo theo lãi suất tăng cú sốc lãi suất làm giảm lạm phát Điều rằng, kinh tế có tượng xảy lạm phát cao, Ngân hàng nhà nước sử dụng lãi suất công cụ hiệu để kiềm chế lạm phát Kết dự báo lạm phát cho tháng năm 2013 thấy lãi suất năm khơng có nhiều biến động lớn Với thực trạng kinh tế tại, năm 2013, lạm phát có biến động, biến động lãi suất không lớn Như vậy, kết dự báo cho thấy phù hợp mơ hình thực nghiệm với trạng thực tế kinh tế Một số khuyến nghị sách Điều hành phải quan tâm tới tác động có độ trễ cung tiền tới lạm phát Vì vậy, cần có chủ động điều hành có khả dự báo tốt lạm phát để có biện pháp can thiệp kịp thời với liều lượng phù hợp Khi lạm phát x ảy thìđ ể kiềm chế thành công, N thực kiên định cần phải cách thận trọng nhằm giữ lạm phát thấp thời kỳ tương đối dài lạm phát khứ có tác động tới lạm phát kỳ 58 bắt đầu tiến hành Khi kinh tế xảy lạm phát mà N thắt chặt thông qua giảm cung tiền làm lãi suất tăng lên, dẫn đến tăng lạm phát Giảm cung tiền cần thời gian dài để kiềm chế lạm phát so với việc gây áp lực làm tăng lạm phát mức lãi suất cao Để kiềm chế lạm phát, cần phải có nghiên cứu cụ thể chi tiết dự báo lạm phát xác để đưa cơng cụ sách tài khóa tiền tệ cách kịp thời Tuy nhiên, lạm phát kiềm chế nay, Chính phủ áp dụng biện pháp kích cầu để kích thích tăng trưởng cần phải từ từ, thận trọng để tránh áp lực đồng thời lạm phát kì vọng lạm phát cầu kéo Như vậy, với kết mô hình thực nghiệm giúp cho thêm cách sử dụng mơ hình để phân tích đánh giá hiệu cơng cụ sách tới kiềm chế lạm phát Dựa vào kết thực nghiệm nêu số gợi ý sách nhằm góp thêm số khuyến nghị phương pháp kiềm chế lạm phát 59 TÀI LIỆU THAM KHẢO Lưu Thị Hương (1998): Tài doanh nghiệp, Nxb Giáo dục Hoàng Kim (1998): Tiền tệ ngân hàng, Nxb Chính Trị Quốc Gia - Hà Nội Tô Kim Ngọc: Các giải pháp nhằm tăng cường hiệu lực sách tiền tệ Việt Nam thơng qua chế điều chỉnh lãi suất, luận án tiến sĩ kinh tế, Học viện Ngân hàng Hà Nội 2003 Fisher, I (1930), The Theory of Interest, Macmillan, New York Eugene F Fama Sr., Short-Term Interest Rates as Predictors of Inflation, American Economic Review Volume (Year): 65 (1975), Issue (Month): (June), Pages: 269-82 Summer 1983, Research Profile, The Rochkefeller University Frederic S Mishkin, Anatomy of a financial crisis, Evolutionary Economics, SpringerVerlag 1992, j Evol Econ (1992) 2: 115-130 Atish R Ghosh, intertemporal tax-smoothing and the government budget surplus: Canada and the united states, Journal of Money, Credit and Banking, Vol 27, No (November 1995, Part1) Soren Johansen and Katarina Juselius, “Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration—with Applications to the Demand for Money,” Oxford Bulletin of Economics and Statistics 52 (1990): 169–210 10 Choudhry, T., 1996, Stock market volatility and the crash of 1987: evidence from six emerging markets, Journal of International Money and Finance 15, 969–981 11 The Institute of Texan Cultures Oral History Office Subject: San Antonio History interview with: William Thornton, date: July 1996, place: Mr Holmesly's Office 12 Engsted,T & Haldrup,N., 1996 Estimating the LQAC model with I(2) Variables, Economics Working Papers 1996-1, School of Economics and Management 60 13 Martin Feldstein, Temporary Layoffs in the Theory of Unemployment, The Journal of Political Economy, Vol 84, No (Oct., 1976), pp 937-958 14 Yuhn, K (1996), ‘Is the Fisher Effect Robust? Further Evidence’, Applied Economics Letters 3, 41–44 15 Bardsley, P and N Olekalns, Wool Price Variability in the Long Run, Australian Journal of Agricultural Economics, 40(1), April, 1996, 51-62 16 Leviten, M W., E C Lai, and J W Posakony (1997), The Drosophila gene Bearded encodes a novel small protein and shares 3' UTR sequence motifs with multiple Enhancer of split Complex genes Development 124: 4039-4051 17 Hawhee (1997) MCSD Visual Basic Exam Guide (Covers Exam #70-165) Har/Cdr edition, Published December 23, 1997 18 Philop K Shome, Stephen D Smith, John M Pinkerton, The Purchasing Power of Money and Nominal Interest Rates: A Re-Examination, The Journal of Finance, Volume 43, Issue 5, pages 1113–1125, December 1988 19 Rose, C.1988, Ethical and practical considerations in conserving ethnographic museum objects In The museum conservation of ethnographic objects, eds T.Morita and C.Pearson Senri Ethnological Series 23 Osaka, Japan: National Museum of Ethnology 5– 43 20 Grace Chan, Andrew T.A Wood, Algorithm AS 312: An Algorithm for Simulating Stationary Gaussian Random Fields, Journal of the Royal Statistical Society: Series C (Applied Statistics), Volume 46, Issue 1, pages 171–181, 1997 21 Said e Said and Dickey D A, Testing for unit root in autoregressive-moving average model of unknown order, Biometrika (1984), 71, 3, pp 599-607 22 Fernando Alvarez, Robert E Lucas, Jr.andWarrenE Weber (2001), Interest rates and Inflation, the American Economic Review, vol 91, no.2 paper and procedings of 61 the 100th annual meeting of the American Economic Association (May, 2001), 219225 23 Cliff Speed, Heriot-Watt University; Riccarton, Edinburgh, EH14 4AS, Britain Inflation Modelling, 24 James H Stock and Mark W Watson, 2010 "Estimating Turning Points Using Large Data Sets" NBER Working Papers 16532, National Bureau of Economic, May 2011 25 Chan, K S and Tong, H (1986), "A note on certain integral equations associated with non-linear time series analysis", Probability Theory and Related Fields [Continuation of: @J(ZeitWahr)], 73, 153-158 26 Granger, Clive W J and Timo Terasvirta (1993) Modelling Non-linear Economic Relationships New York: Oxford University Press 27 David Begg- Stanley Fisher Rudiger Dornbusch: Kinh tế học, Nxb Giáo dục-1995 28 John Maynard Keynes (2000): Lý thuyết tổng quát việc làm lãi suất tiền tệ 29 N.Gregory Mankiw (2002): Kinh tế vĩ mô, Nxb Thống kê 30 Noppawan Photphisutthiphong: The long – run relationship between nominal interest rates and inflation in Thailand: After financial deregulation, Master of Economic, Bangkok, Thailand 31 Vincent Giard (1999): Thống kê ứng dụng quản lý, Nxb Thanh niên 32 Gujarati, Damodar N Basic Econometrics McGraw- Hill, 1988 33 Crowder, W and Hoffman, D.L (1996) “The Long – Run Relationship between norminal interest rates and inflation: The Fisher equation revisited ”Journal of Money, Credit and Banking”, 28:102-118 34 Lucas, R.E Jr (1978): “Asset prices in an exchange economy.” Econometrica 46: 1429-1445 62 35 Barsky, R B, (1987): “The Fisher hupothesis and the Forecastability and persistence of inflation” Journal of Monetary Economics 19: 3-24 36 Chan, Louis K.C “Consumption, inflation risk , and real interest rates: an Empirical Analysis.” Journal of Business 67 (1994): 69-96 37 Fuller, W.A Introduction to Statistical Time Series New York: John Wiley&Son., 1976 38 Karni, Edi “Inflation and Real Interest rate: a long-term Analysis.”, Journal of Political Economy, 80 (1972): 365-374 39 Fernando Alvarez, Robert E Lucas, Jr.,and Warren E.Weber, Interest Rates and Inflation Working, Federal Reserve Bank of Minneapolis Research Department, Paper 609, January 2001 40 James H Stock, Department of Economics, Harvard University, and the National Bureau of Economic Research, and Mark W Watson, Department of Economics and the Woodrow Wilson School, Modeling Inflation After the Crisis, August 5, 2010, Princeton University and the National Bureau of Economic Research 41 Ngun Chương (2010), Mơ hình ARIMA với phương pháp BOX – JENKINS ứng dụng dự báo vào Việt nam, arima models the box-jenkins approach and its application to forecast inflation in Viet Nam 42 TS Vương Thị Thảo Bình (2012), Phát triển mơ hìnhđư ờng cong Phillips để phân tích nguyên nhân lạm phát Việt Nam 43 Nguyễn Thị Thu Hằng, Nguyễn Đức Thành (2008), Nguồn gốc lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000-2010: phát từ chứng Bài Nghiên cứu NC-22, March 2011, Trung tâm Nghiên cứu Kinh tế Chính sách, Trường Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội 63 44 Nguyễn Thu Hằng, Nguyễn Đức Thành (2011), nhân tố vĩ mô định đến lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000 – 2010: chứng thảo luận, Dec 14 2010, Trung Tâm Nghiên cứu Kinh tế Chính sách VEPR, Trường ĐH Kinh tế, ĐH Quốc gia Hà Nội 45 ThS Lê Quốc Hưng (2011), NHNN: lạm phát Việt Nam, nghiên cứu giải pháp kiềm chế thời gian tới 46 TS Tôn Thanh Tâm, ThS Nguỵ Bảo Hiệp (2008), Cung tiền lạm phát Việt Nam – nguyên nhân khuyến nghị 47 Phạm Thị Thu Trang (2010), Phân tích yếu tố tác động tới lạm phát Việt nam hàm hồi quy chuyển tiếp trơn 64 PHỤ LỤC Kiểm định nghiệm đơn vị Một tiêu chuẩn để kiểm định tính dừng kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) Xét mơ hình sau đây: Yt = ρYt-1 + ut, với ut nhiễu trắng (1) Nếu ρ = 1, Yt bước ngẫu nhiên nói trên, Yt chuỗi khơng dừng Do để kiểm định tính dừng Yt ta kiểm định giả thiết H0: ρ=1 ∆Yt = Yt - Yt -1 = (ρ-1) Yt-1 + ut (2) ∆Yt = δYt-1 + ut Bây giả thiết H0 : δ = Nếu H0 chấp nhận thì: ∆Yt = Yt - Yt -1 = ut Do chuỗi ∆Yt dừng ut nhiễu trắng Gọi ∆ toán tử sai phân, sai phân cấp I: ∆Yt = Yt - Yt-1 Sai phân cấp II: ∆(∆Yt) = ∆2(Yt) = Yt - 2Yt-1 + Yt-2; Sai phân cấp m: ∆(∆m-1Yt) Yt gọi liên kết bậc ∆Yt chuỗi dừng, ký hiệu I(1) Yt có sai phân cấp II, gọi liên kết bậc hai ∆2(Yt) chuỗi dừng, ký hiệu I (2) Yt có sai phân cấp d, gọi dừng ∆d(Yt) dừng, ký hiệu I (d) Nếu d = Y t chuỗi dừng Do sử dụng thuật ngữ "chuỗi dừng" I(0) tương đương với 65 Để tìm chuỗi Yt khơng dừng ước lượng (1) kiểm định giả thiết: ρ=1; ước lượng (2) kiểm định giả thiết δ = Trong hai mơ hình đ ều khơng dùng tiêu chuẩn T (Student - Test) trường hợp mẫu lớn Dickey-Fuller (DF) đưa tiêu chuẩn để kiểm định sau: H0 : ρ = (Chuỗi không dừng) H0 : ρ # (Chuỗi dừng) Ta ước lượng mơ hình (1.15), ι = ρ / Se (ρ) có phân số DF Nếu như: | ι = ρ / Se (ρ)|>|ια| bác bỏ H0 Trong trường hợp chuỗi chuỗi dừng Tiêu chuẩn DF áp dụng cho mơ hình sau đây: ∆Yt = δYt-1 + ut (3) ∆Yt = β1 + δYt-1 + ut (4) ∆Yt = β1 + β2t + δYt-1 + ut (5) Đối với mơ hình H0 : δ = (Chuỗi khơng dừng hay có nghiệm đơn vị) Nếu ut tự tương quan, cải biên mơ hình (5): m ∆Yt = β + β t + δYt −1 + ∑ α i ∆Yt −i + ε t (6) i =1 Tiêu chuẩn DF áp dụng cho (6) gọi tiêu chuẩn ADF (Augumented Dickey Fuller) Nếu ut dừng (I(0)), Yt gọi đồng liên kết Khi xu hai biến Yt Xt khử Một cách tổng quát: Yt đồng liên kết bậc d, Xt đồng liên kết bậc d, hai biến gọi đồng liên kết bậc d Và hồi quy gọi hồi quy đồng liên kết, β2 gọi tham số đồng liên kết 66 Kiểm định quan hệ nhân Như biết dù phân tích hồi quy có nghiên cứu phụ thuộc biến vào biến khác, điều khơng thiết kéo theo quan hệ nhân Chẳng hạn ta xét biến: lãi suất danh nghĩa Y tỷ lệ lạm phát X Vấn đề đặt việc tỷ lệ lạm phát gây thay đổi lãi suất danh nghĩa, hay thay đổi lãi suất danh nghĩa gây thay đổi tỷ lệ lạm phát, hai biến nội sinh Nói cách khác, liệu thống kê ta tìm hướng tác động (ngun nhân kết mối quan hệ) tạm thời có mối quan hệ qua lại sớm trễ biến Sau xem xét cách tiếp cận Granger vấn đề Tư tưởng sau: Nếu biến X gây thay đổi biến Y, thay đổi X có trước thay đổi Y Đặc biệt để nói "X gây thay đổi Y" ều kiện sau phải đáp ứng: Thứ X giúp cho việc dự đoán Y, tức hồi quy Y giá trị trễ Y giá trị trễ X biến độc lập, đóng góp cách có ý nghĩa vào khả giải thích hồi quy Thứ hai Y khơng giúp cho dự đốn X Vì r ằng X giúp cho dự đoán Y, Y lại giúp cho dự đốn X ều dường có số biến khác gây thay đổi X Y Để xét xem hai điều kiện này, điều kiện thoả mãn Chúng ta kiểm định giả thiết H0: biến khơng giúp cho dự đốn biến khác Chẳng hạn, để kiểm định giả thiết H0: "X không gây thay đổi Y" hồi quy giá trị trễ Y giá trị trễ (gọi hồi quy thu hẹp, có ràng buộc) Kiểm định F sử dụng để xác định xem liệu giá trị trễ X có đóng góp cách có ý nghĩa vào kh ả giải thích hồi quy thứ (hồi quy có ràng buộc) 67 khơng Nếu có, giả thiết H0 bị từ bỏ, kết luận tập hợp số liệu phù hợp với giả thiết X gây thay đổi Y Giả thiết H0, Y không gây thay đổi X, kiểm định giống cách trình bày Để kiểm định xem liệu X có gây thay đổi Y hay khơng, ta tiến hành sau: Trước hết ta kiểm định giả thiết H0: X không gây thay đổi Y, nhờ ước lượng hồi quy sau: Hồi quy không ràng buộc: m Hồi quy thu hẹp: m m i −1 i −1 Yt = ∑ α i Yt −i + ∑ β i X t −i +U t Yt = ∑ α i Yt −i +U t i −1 Và sử dụng tổng bình phương ph ần dư từ hồi quy tính thống kê F, kiểm định xem nhóm hệ số β1, β2, … βm có khác khơng cách có ý nghĩa khơng ? Nếu chúng khác khơng cách có ý nghĩa ta từ bỏ giả thiết "X khơng gây thay đổi Y" Thứ hai: Kiểm định giả thiết H0: "Y không gây thay đổi X" tiến hành cách sử dụng hồi quy thay đổi vai trò X Y Để kết luận X gây thay đổi Y phải bác bỏ giả thiết: "X không gây thay đổi Y" chấp nhận giả thiết "Y không gây thay đổi X" 68 Kiểm định tính ổn định Mơ hình Roots of Characteristic Polynomial Endogenous variables: DLNCP R5 Exogenous variables: C Lag specification: 20 Date: 03/12/13 Time: 10:06 Root Modulus 0.990034 0.990034 -0.943522 + 0.254022i 0.977118 -0.943522 - 0.254022i 0.977118 -0.678280 - 0.702079i 0.976207 -0.678280 + 0.702079i 0.976207 0.958800 + 0.169067i 0.973592 0.958800 - 0.169067i 0.973592 0.908741 + 0.337240i 0.969300 0.908741 - 0.337240i 0.969300 0.187989 - 0.947853i 0.966315 0.187989 + 0.947853i 0.966315 0.697116 + 0.657116i 0.958005 0.697116 - 0.657116i 0.958005 0.321239 - 0.901863i 0.957367 0.321239 + 0.901863i 0.957367 -0.187870 - 0.918638i 0.937652 -0.187870 + 0.918638i 0.937652 -0.406060 - 0.829971i 0.923978 -0.406060 + 0.829971i 0.923978 69 -0.078118 + 0.915971i 0.919296 -0.078118 - 0.915971i 0.919296 -0.314942 - 0.863429i 0.919075 -0.314942 + 0.863429i 0.919075 -0.810427 + 0.421212i 0.913352 -0.810427 - 0.421212i 0.913352 0.736279 + 0.534761i 0.909987 0.736279 - 0.534761i 0.909987 -0.879011 - 0.167830i 0.894890 -0.879011 + 0.167830i 0.894890 -0.717625 - 0.532131i 0.893391 -0.717625 + 0.532131i 0.893391 0.809520 + 0.369363i 0.889805 0.809520 - 0.369363i 0.889805 0.876092 0.876092 0.480820 + 0.658980i 0.815746 0.480820 - 0.658980i 0.815746 0.392250 + 0.670589i 0.776885 0.392250 - 0.670589i 0.776885 -0.556644 + 0.520441i 0.762044 -0.556644 - 0.520441i 0.762044 70 ... thực tế = lãi suất danh nghĩa - tỉ lệ lạm phát Hay: lãi suất danh nghĩa = lãi suất thực tế + tỉ lệ lạm phát Như vậy, lạm phát cao lãi suất danh nghĩa tăng cao m ức lãi suất danh nghĩa cho vay,... động, lãi suất dài hạn cao lãi suất ngắn hạn, sử lý hài hồ cho mối quan hệ lợi ích cho người gửi tiền, 17 người vay Ngân hàng, mối quan hệ lãi suất nội tệ ngoại tệ, lãi suất lạm phát Hình 1.5: Lãi. .. GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC BÁCH KHOA HÀ NỘI TRẦN TUẤN THANH MƠ HÌNH TỐN HỌC CHO MỐI LIÊN HỆ DÀI HẠN GIỮA LÃI SUẤT DANH NGHĨA VÀ LẠM PHÁT LUẬN VĂN THẠC SĨ KHOA HỌC Chuyên