Mô hình ki m đnh s d a trên hai gi thuy t sau:
a) Gi thuy t 1: L m phát tác đ ng d ng đ n lãi su t
Gi thuy t này d a trên lu n đi m cho r ng:
D a theo lý thuy t c a hi u ng Fisher đƣ đ c ch ng minh và ch p nh n r ng rãi m t s qu c gia và trong m t s th i k nh t đ nh v m i quan h gi a l m phát k v ng và lãi su t danh ngh a. Khi l m phát k v ng t ng thì lãi su t danh
ngh a t ng.
Khi l m phát t ng cao ngh a là đ ng ti n trong n c b m t giá, các nhà đ u t s có xu h ng chuy n sang đ u t vào vàng và ngo i t . Vì l i t c t vi c g i ti n
đƣ s t gi m th m chí âm n u tr ng h p l m cao quá cao. Kh i l ng ti n g i vào các ngân hàng s gi m đi đáng k d n đ n cung qu cho vay gi m. ng cung d ch chuy n sang trái làm lãi su t t ng. Ngoài ra, l m phát không ch nh
h ng đ n cung qu cho vay và còn tác đ ng đ n c u qu cho vay. B i vì v i lãi su t danh ngh a cho tr c , khi l m phát d tính t ng lên, chi phí th c c a vi c vay ti n gi m xu ng, kích thích ng i ta đi vay h n là cho vay. C u qu cho vay s t ng d n đ n lãi su t t ng. M t s gi m xu ng c a cung và s t ng lên c a c u s càng đ y lãi su t t ng cao h n. i u này chúng ta đƣ th y rõ trong n m 2007 - 2008 v a qua, gi a các ngân hàng th ng m i đƣ có m t cu c ch y đua c nh tranh v lãi su t huy đ ng, luôn t o ra m t b ng lãi su t huy đ ng m i r i l i ti p t c c nh tranh đ y lãi su t huy đ ng lên, th m chí có ngân hàng đ a lƣi su t huy
đ ng g n sát lãi su t tín d ng. Khi lãi su t huy đ ng t ng cao thì kéo theo lƣi su t
cho vay c ng s t ng vì đ đ m b o l i nhu n c a h th ng ngân hàng.
Khi l m phát t ng cao thì Ngân hàng Nhà n c s th c thi các chính sách nh
chính sách tài chính,kìm hãm thâm h t th ng m i,…T t c các chính sách này
đ u tác đ ng đ n cung c u ti n t và cung c u hàng hoá trên th tr ng nên s tác
đ ng đ n lãi su t trên th tr ng.
Vì v y, khi l m phát t ng thì lãi su t s t ng.
b) Gi thuy t 2: Lãi su t tác đ ng âm v i l m phát
Lãi su t là m t công c quan tr ng c a chính sách ti n t . Nó đ c áp d ng nh t quán trong m t lãnh th và đ c NHNN đi u hành ch t ch và m m d o tu theo t ng th i kì cho phù h p v i nhu c u huy đ ng v n và cung ng v n. Khi NHTW t ng gi m lãi su t s tác đ ng đ n cung c u ti n t và d n đ n l m phát c ng s bi n đ ng theo s
thay đ i này.
C th khi l m phát cao, NHNN s t ng lƣi su t ti n g i. i u này kích thích dân chúng và các doanh nghi p đ u t vào ngân hàng (g i ti n vào ngân hàng) có l i h n đ u t vào s n xu t kinh doanh. Nh v y, m t l ng ti n l n trong l u thông s đ c rút v làm gi m áp l c l m phát. ng th i khi lãi su t t ng s làm gi m đ u t c a doanh nghi p. Các doanh nghi p s t ng tr ng ch m và c n n kinh t c ng v y. ây là hi sinh t ng tr ng đ c u l m phát. Vi c t ng tr ng ch m l i s t t h n, đ m b o b n v ng, tránh kinh t t ng quá nóng. Khi ti n đ ng thi u, các NHTM bu c ph i cân nh c h n khi cho vay, ch cho vay các d án th c s hi u qu , tránh r i ro. Nh đó,
hi u qu s d ng v n c a n n kinh t s t t h n.Nh v y dùng công c lãi su t có th
t ng ho c gi m kh i l ng tín d ng c a NHTM đ đ t m c đích c a chính sách ti n t
n đnh l m phát. Vi t Nam đƣ áp d ng r t thành công chính sách lãi su t vào nh ng n m cu i th p k 80 trong vi c gi m t l l m phát t 3 con s xu ng còn m t con s .
Ng c l i, khi NHNN th c thi chính sách c t gi m lãi su t đ kích thích t ng
tr ng kinh t . i u này s khuy n khích các doanh nghi p vay v n đ m r ng đ u
t . Kh i l ng ti n t s đ vào l u thông. N u các d án đ u t hi u qu s làm gia
r ng tín d ng cung ng cho các d án đ u c nh đ u t vào b t đ ng s n, ch ng
khoán,… không t o ra giá tr gia t ng cho n n kinh t s t o ra s m t cân b ng gi a cung c u hàng hoá va ti n t d n đ n l m phát t ng cao.
Nh v y, có s đánh đ i gi a lãi su t đ đ t đ c m c tiêu l m phát nh mong đ i. V n đ đ t ra lãi su t s tác đ ng cùng chi u hay ng c chi u v i l m phát và li u có ph i lúc nào gi a chúng c ng t n t i m i t ng tác này hay không. Trong gi thuy t này, chúng ta s gi đnh lãi su t tác đ ng ng c chi u v i l m phát.
2.2.2 D li u vƠ ph n m m s d ng đ ki m đ nh
D li u dùng đ tính toán là d li u t l l m phát và lãi su t c ban c a Vi t
Nam ( theo tháng) trong giai đo n t tháng 01/2004 đ n 12/2012. Ngu n d li u (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
này đ c mua b n quy n t website TradingEconomics. ây là m t trang web cung c p thông tin ch s kinh t c a h n 232 qu c gia. D li u c a h đ c c p nh t và ki m tra chính xác t các ngu n thông tin chính th ng t Ngân hàng Th Gi i (World Bank), t ch c Qu ti n t qu c t (IMF), NHTW và các t ch c th ng kê c a m i qu c gia.
T l l m phát đ c tính toán t t c đ t ng tr ng c a ch s giá tiêu dùng (CPI). Và lãi su t là: lãi su t c b n c a NHNN Vi t Nam.
Ph n m m s d ng cho vi c th c hi n các ki m đnh là ph n m m Eviews phiên b n 6.0
2.2.3 Mô hình vƠ k t qu ki m đ nh
2.2.3.1Mô hình ki m đ nh VAR vƠ ki m đ nh nhơn qu Granger
Trong bài nghiên c u này chúng ta s s d ng mô hình VAR (Vector Autoregression ) hay còn g i là mô hình t h i quy véc t đ nghiên c u s tác đ ng gi a hai bi n l m phát và lãi su t. ây là mô hình t ng đ i đ n gi n nghiên c u s
n i sinh và bi n nào là bi n ngo i sinh. Vì t t c các bi n trong VAR đ u là bi n n i sinh.
V i gi đnh r ng khi các y u t khác không thay đ i thì d li u chu i th i gian là chu i d li u duy nh t hàm ch a đ y đ các thông tin thích h p đ gi i thích cho nh ng s thay đ i trong m i quan h gi a các bi n. Gujarati (2003,696) cho r ng khi h i quy chu i th i gian thì m t v n đ c n quan tâm là ph i ki m đ nh m i quan h nhân qu gi a các bi n đ xem xét trong các bi n, bi n nào là bi n nguyên nhân và bi n nào là bi n k t qu . xem xét m i quan h đó, tác gi đƣ s d ng mô hình nhân qu Granger (1969).
Ph ng pháp phân tích các m i quan h nhân qu c a Granger đ c th c hi n
nh sau:
Ví d : ki m tra m i quan h nhân qu gi a X và Y, chúng ta s ki m tra cách bi u di n Y theo X và X theo Y. N u bi n X (L m phát) gây ra s đ i c a bi n Y (Lãi su t) thì s thay đ i c a X s có tr c s thay đ i c a Y v i 2 đi u ki n:
Th nh t, n u X giúp d đoán cho Y t c là trong h i quy c a Y đ i v i các giá tr tr c a Y và nh ng giá tr tr c a X nh là các bi n đ c l p, s đóng góp m t cách
có ý ngh a vào kh n ng gi i thích c a h i quy.
Th hai, Y s không giúp cho d đoán c a X. Vì r ng n u X giúp cho d đoán
cho Y và Y l i giúp d đoán cho X thì đi u này d ng nh là có m t s bi n khác
đang gây ra s thay đ i c a c X và Y.
ây là cách xem xét c hai chi u tác đ ng (X là nguyên nhân c a Y và ng c l i Y là nguyên nhân c a X).
Theo Granger, chúng ta s ti n hành c l ng các ph ng trình h i quy gi a l m phát và lãi su t nh sau:
Xt = n∑ i Yt ứ i + n∑ j Xt ứ j + u1t (1) i=1 j=1
Xt : Lãi su t k t
i : H s t ng quan c a l m phát
Yt – i : L m phát k t-i
j : H s t ng quan c a lƣi su t
Xt – j : Lƣi su t k t-j
u1t : sai s ng u nhiên
Yt = n∑£i Xt ứ i + n ∑ j Yt ứ j + u2t
i=1 j=1
Trong đó:
Yt : L m phát k t
£i : H s t ng quan c a lãi su t Xt – I : Lãi su t k th t-i (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
j : H s t ng quan c a l m phát Yt – j : Lãi su t k t-j
u2t : Sai s ng u nhiên
T đó, chúng ta s ki m đnh xem có s t n t i m i quan h nhân qu gi a hai chu i th i gian X và Y. xem các bi n tr X có gi i thích cho Y (X tác đ ng nhân qu Granger lên Y) và các bi n tr c a Y có gi i thích cho X (Y tác đ ng nhân qu Granger lên X) hay không, ta s ki m đnh Granger – Causity Test v i gi thuy t sau:
H0 : X không tác đ ng đ n Y
H1 : X tác đ ng đ n Y
N u k t qu Prob < Bác b H0thì đi u đó có ngh a X tác đ ng Y
T ng t các b c cho ki m đ nh Y tác đ ng X.
i v i ph ng pháp ki m đnh nhân qu Granger, các đi u ki n c n tho mãn
Các bi n l m phát và lãi su t ph i là các chu i d ng ho c đ ng liên k t (không có hi n t ng t ng quan gi ).
Các ph n d không có hi n t ng t t ng quan. Tr ng h p có hi n t ng t t ng quan thì ph i chuy n sang d ng mô hình khác thích h p h n.
Chi u h ng c a m i quan h nhân qu có th ph thu c vào s bi n trong mô hình. Nói cách khác, k t qu ki m đ nh Granger r t nh y c m v i vi c l a ch n
đ tr c a các bi n. N u đ tr đ c ch n bé h n đ tr th c s thì vi c b sót bi n tr thích h p có th làm ch ch k t qu . Ng c l i, n u l n h n thì s bi n tr không thích h p s làm cho các c l ng không hi u qu .
T lý thuy t c a mô hình đƣ trình bày trên, áp d ng th c t đ ki m đnh m i quan h gi a l m phát và lãi su t, chúng ta thu đ c k t qu nh sau:
2.2.3.2 K t qu ki m đ nh
a. Ki m tra tính d ng
Nhìn vào đ th bên d i (Bi u đ 2.6), ta có th đ a ra d đoán l m phát là m t chu i không d ng và lãi su t c ban là m t chu i d ng .
0 5 10 15 20 25 30 04 05 06 07 08 09 10 11 12 INFLATION 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 04 05 06 07 08 09 10 11 12 INTEREST
Tuy nhiên, đ có th đ a ra m t k t lu n chính xác v tính d ng c a 2 chu i th i gian này chúng ta s dùng ki m đnh Unit Root test theo 2 ph ng pháp: ADF(Augmented
Dickey Fuller) và PP( Philips Perron)
V i gi thuy t:
H0: L m phát là m t chu i không d ng H1: L m phát là m t chu i d ng
Ki m đ nh unit root test theo ph ng pháp ADF (Augmented Dickey Fuller)
B ng 2.3 K t qu ki m đnh tính d ng c a chu i l m phát theo ADF
Null Hypothesis: INFLATION has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 6 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.566462 0.1033
Test critical values: 1% level -3.496346 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
5% level -2.890327
10% level -2.582196
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(INFLATION)
Method: Least Squares
Date: 01/29/13 Time: 15:28
Sample (adjusted): 2004M08 2012M12
Included observations: 101 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
INFLATION(-1) -0.043591 0.016985 -2.566462 0.0119 D(INFLATION(-1)) 0.774366 0.093979 8.239796 0 D(INFLATION(-2)) -0.097132 0.116669 -0.832547 0.4072 D(INFLATION(-3)) 0.352606 0.108359 3.254055 0.0016 D(INFLATION(-4)) -0.355482 0.111876 -3.177472 0.002 D(INFLATION(-5)) 0.45953 0.116708 3.937451 0.0002 D(INFLATION(-6)) -0.32482 0.101404 -3.203209 0.0019
C 0.483639 0.205286 2.355933 0.0206
R-squared 0.746531 Mean dependent var -0.02287 Adjusted R-squared 0.727453 S.D. dependent var 1.430217 S.E. of regression 0.74666 Akaike info criterion 2.329481 Sum squared resid 51.84757 Schwarz criterion 2.536619 Log likelihood -109.6388 Hannan-Quinn criter. 2.413336 F-statistic 39.12986 Durbin-Watson stat 1.947676
Prob(F-statistic) 0
Theo b ng k t qu trên, ta th y prob = 0.1033 > Ch p nh n gi thuy t H0
K t lu n : L m phát là m t chu i không d ng.
i v i m t chu i th i gian không d ng, ta s l y sai phân b c 1và ti p t c v i ki m
đnh này. K t qu nh sau:
B ng 2.4 K t qu ki m đnh tính d ng chu i l m phát sai phân b c nh t.
Null Hypothesis: D(INFLATION) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 5 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.619603 0.0002
Test critical values: 1% level -3.496346
5% level -2.890327
10% level -2.582196
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(INFLATION,2) (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Method: Least Squares
Date: 01/29/13 Time: 15:36
Sample (adjusted): 2004M08 2012M12
Included observations: 101 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
D(INFLATION(-1)) -0.319231 0.069104 -4.619603 0 D(INFLATION(-1),2) 0.143498 0.098117 1.462523 0.1469 D(INFLATION(-2),2) 0.015916 0.092937 0.171259 0.8644 D(INFLATION(-3),2) 0.373988 0.092514 4.042513 0.0001 D(INFLATION(-4),2) -0.029598 0.09813 -0.301624 0.7636 D(INFLATION(-5),2) 0.416947 0.097616 4.271304 0 C -0.007441 0.076536 -0.097226 0.9228
R-squared 0.357878 Mean dependent var -0.011188 Adjusted R-squared 0.316892 S.D. dependent var 0.929854 S.E. of regression 0.768528 Akaike info criterion 2.378108 Sum squared resid 55.51968 Schwarz criterion 2.559354 Log likelihood -113.0945 Hannan-Quinn criter. 2.451482 F-statistic 8.731615 Durbin-Watson stat 1.992407
Prob(F-statistic) 0.00000
Nhìn vào b ng k t qu , ta th y prob= 0.0002 < ( m c ý ngh a 1%,5% và 10%) i u đó có ngh a bi n l m phát là chu i d ng sai phân b c nh t.
T ng t , v i ki m đnh cho bi n lãi su t, k t qu nh sau:
B ng 2.5 K t qu ki m đ nh tính d ng chu i lãi su t
Null Hypothesis: INTEREST has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=12) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.911663 0.0028
Test critical values: 1% level -3.493129
5% level -2.888932
10% level -2.581453
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(INTEREST)
Method: Least Squares
Date: 01/29/13 Time: 15:52
Sample (adjusted): 2004M03 2012M12 Included observations: 106 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
INTEREST(-1) -0.132726 0.033931 -3.911663 0.0002 D(INTEREST(-1)) 0.548725 0.082191 6.676239 0
C 1.127667 0.29003 3.888106 0.0002
R-squared 0.332858 Mean dependent var 0.014151 Adjusted R-squared 0.319904 S.D. dependent var 0.569743 S.E. of regression 0.469855 Akaike info criterion 1.35511 Sum squared resid 22.7387 Schwarz criterion 1.430491 Log likelihood -68.82084 Hannan-Quinn criter. 1.385662
F-statistic 25.695 Durbin-Watson stat 2.065742