Singapore, Campuchia, Malaysia, Indonesia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam và bằng chứng về mối quan hệ này khá yếu ở Đơng Timor. Trong khi đó, hai chuỗi dữ liệu thời gian lạm phát và lãi suất có đồng liên kết phi tuyến được phát hiện ở Brunei. Tuy nhiên, bài nghiên cứu khơng tìm được bằng chứng gì về sự tồn tại của hiệu ứng Fisher tại Myanmar. Phần lớn các phát hiện từ phương pháp kiểm định đồng liên kết Johansen và mơ hình hiệu chỉnh sai số vector VECM cho thấy mối quan hệ cùng chiều giữa lạm phát và lãi suất nhưng mối quan hệ 1:1 là khơng tìm thấy. Những phát hiện này khá phù hợp với các nghiên cứu trước đây tại Mỹ và các quốc gia đang phát triển Mỹ Latin. Đặc biệt ở hai quốc gia Singapore và Malaysia, hệ số ước lượng âm dẫn đến mối quan hệ tỳ lệ nghịch giữa lạm phát và lãi suất. Điều này đi ngược với những phát hiện của Fisher khi Fisher cho rằng trong dài hạn, lãi suất danh nghĩa sẽ thay đổi bằng với chênh lệch trong lạm phát.. Tuy nhiên, những phát hiện lại giống với Nam (1993) khi ông cho rằng hiệu ứng thanh khoản (hiệu ứng làm giảm lãi suất khi tăng cung tiền) lấn át hiệu ứng Fisher trong dài hạn và kết quả nghiên cứu của Zilberfarb(1989) khi ông phát hiện ra những bằng chứng về mối tương quan ngược chiều giữa lạm phát và lãi suất. Kết quả tìm được khơng thật sự đồng nhất ở các quốc gia đang phát triển khu vực Asean, tuy nhiên những phát hiện này lại khá phù hợp với các bài nghiên cứu thực nghiệm trước đây ở các quốc gia đang phát triển Mỹ Latin. Mặc dù các nước trong phạm vi nghiên cứu có tình hình kinh tế tương đối giống nhau nhưng thị trường có độ hiệu quả khác nhau nên dẫn đến mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất cũng sẽ khác nhau. Tử đó, sự điều chỉnh trong dài hạn cũng sẽ khác nhau, điều này đã được thể hiện qua kết quả từ mơ hình VECM. Hơn nữa, tuy lạm phát và lãi suất ở một số quốc gia có mối quan hệ trong dài hạn nhưng không tồn tại hiệu ứng Fisher khi hệ số ước lượng khác 1. Điều này có thể lý giải bằng sự khơng hồn hảo của thị trường. Bằng chứng về mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất đưa ra những gợi ý cho các nhà đầu tư, các nhà chính sách khi nhìn nhận phân tích nền kinh tế vĩ mơ và đặc biệt khi đưa ra các chính sách tiền tệ cần lưu ý đến sự hội tụ về điểm cân bằng trong dài hạn của hai biến kinh tế
này. Khi nhà kinh tế muốn đề ra chính sách nhằm thay đổi lạm phát hay lãi suất thì nên xem xét đến đỗ trệ cũng như mức độ tác động của các cú sốc ngoại sinh. Tóm lại, bài nghiên cứu đã tìm hiểu mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất, từ đó có những phát hiện về sự tồn tại của hiệu ứng Fisher tại các quốc gia Đông Nam Á và cho thấy tầm quan trọng của mối quan hệ này cần được tiếp cận sâu hơn để cung cấp thêm những bằng chứng mạnh mẽ hơn.
KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu kiểm định sự tồn tại của hiệu ứng Fisher tại 10 quốc gia đang phát triển khu vực Đông Nam Á (bao gồm Brunei, Campuchia, Malaysia, Indonesia, Myanmar, Singapore, Philippines, Thái Lan, Đông Timor và Việt Nam). Cụ thể, mục tiêu của bài nghiên cứu là phân tích mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất ở các quốc gia Asean trong giai đoạn từ năm 2000 đến năm 2013 bằng các phương pháp kiểm định kinh tế lượng. Phương pháp Johansen cho phép phát hiện mối liên hệ đồng liên kết tuyến tính giữa các biến và thuật toán ACE cho phép chuyển đổi các biến để kiểm định mối liên hệ phi tuyến giữa chúng. Cuối cùng, mơ hình VECM được áp dụng để phân tích về cân bằng dài hạn giữa lạm phát và lãi suất. Kết quả kiểm định cho thấy chuỗi dữ liệu ở Singapore và Đông Timor dừng bậc 0 trong khi ở quốc gia còn lại dừng bậc 1. Ở hầu hết các quốc gia đang phát triển khu vực Đơng Nam Á, bài nghiên cứu tìm được mối quan hệ đồng liên kết giữa lạm phát và lãi suất. Trong đó, mối quan hệ này là tuyến tính ở sáu quốc gia Campuchia, Indonesia, Malaysia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam và là mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến ở Brunei. Khơng có bằng chứng về sự tồn tại của hiệu ứng Fisher tại Myanmar. Trên cơ sở này, các nhà đầu tư và các nhà chính sách cần có cái nhìn rõ hơn về mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất để cân nhắc, xem xét khi đưa ra những giải pháp, chính sách thích hợp khi điều hành nền kinh tế vĩ mô.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tài liệu tiếng Việt
1. Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định , 2011, giáo trình Tài chính quốc tế, Đại
học Kinh tế Thành Phố Hồ Chí Minh.
Tài liệu tiếng nƣớc ngoài
1. Bierens, H.J. ,1997, Testing the unit root with drift hypothesis against nonlinear trend stationarity, with an application to interest and inflation in the U.S., Journal
of Econometrics, 81, 29-64.
2. Bierens, H.J. ,2000, Nonparametric nonlinear cotrending analysis, with an application to interest and inflation in the U.S., Journal of Business and Economic Statistics, 18, 323-337.
3. Bierens, H.J. and S. Guo ,1993, Testing stationarity and trend stationarity against the unit root hypothesis, Econometric Reviews, 12, 1-32.
4. Fama, E. F. (1970), ‘Efficient Capital Markets: A Review of Theory and EmpiricalWork’, Journal of Finance, 25, 383– 417.
5. Fama, E.F. ,1975, Short term interest rates as predictors of inflation, American Economic Review, 65, 269-282.
6. Fisher, I. ,1930, The theory of interest, Macmillan, New York.
7. Garcia, M.G. ,1993, The Fisher effect in a signal extraction framework: the recent Brazilian experience, Journal of Development Economics, 41, 71-93.
8. Ham, J. and Choi, W. (1991), ‘The Analysis of the Determination of Interest Rate: The Case of Korea’, Monthly Bulletin of the Bank of Korea, 3–49.
9. Jacques, K. (1995), ‘Unit Roots, Interest Rate Spreads and Inflation Forecasts’, 10. Applied Economics, 27, 605–608.
11. Johansen, S. and Juselius, K. (1990), ‘Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration – with Applications to the Demand for Money’,
12. Kim, S. M. (1989), ‘Monetary Aggregate and Market Rate of Interest as the
13. Intermediate Target of Monetary Policy’, Monthly Bulletin of the Bank of Korea, 17–30.
14. Lahiri, K. (1976), ‘Inflationary Expectations: Their Formation and Interest Rate 15. Effects,’ American Economic Review, 66, 124–131.
16. MacDonald, R. and Murphy, P. D. (1989), ‘Testing for the Long Run Relationship Between Nominal Interest Rates and Inflation Using Cointegration Techniques’, Applied Economics, 21, 439–447.
17. Maghyereh, Aktham – Alzoubi, Haitham ,2006, Does Fisher effect apply in developing countries: evidence from a nonlinear cotrending test applied to Argentina, Brazil, Malaysia, Mexico, South Korea and Turkey, Applied Econometrics and International Development. Vol. 6-2, 31-46.
18. Md. Mahmudul Alam et al, 2011, An empirical evidence of international fisher effect in Bangladesh with India and China: a time-series approach, Finance Management, 36, 3078-3081.
19. Mendoza, E. G. (1992), ‘Fisherian Transmission and Efficient Arbitrage Under Partial Financial Indexation: The Case of Chile’, IMF Staff Papers 39, 121–147 20. Mishkin, F. S. (1992), ‘Is the Fisher Effect for Real? A Reexamination of the
Relationship between Inflation and Interest Rates’, Journal of Monetary Economics 30, 195–215
21. Mishkin, F. S. and Simon, J. (1995), ‘An Empirical Examination of the Fisher Effect in Australia’, NBER Working Paper No.5080.
22. Nam, Joo-Ha. (1993), ‘ The Liquidity, Income and Fisher Effects of Money on Interest: The Case of Developing Country’, Seoul Journal of Economics 6, 223–
239
23. Nurazilah Zainal, 2014, Fisher Effect: Evidence From Money Market in Malaysia, Journal of Social Science Studies Vol 1-2, 112-124.
24. Payne, J. E. and Ewing, B. T. (1997), ‘Evidence from Lesser Developed Countries on the Fisher Hypothesis: A Cointegration Analysis’, Applied Economics Letters 4, 683–687
25. Phillips, P.C.B ,1987, Time series regression with a unit root,,Econometrica, 55, 277-301.
26. Phillips, P.C.B and P. Perron ,1988, Testing for a unit root in time series regression, Biometrika, 75, 335-346.
27. Phylakitis, K. and D. Blake ,1993, The Fisher hypothesis: evidence from three high inflation economies, Weltwirtschaftliches Archiv, 129, 591-599.
28. Thornton, J. ,1996, The adjustment of nominal interest rates in Mexico: a study of the Fisher effect, Applied Economic Letters, 3, 255-257.
PHỤ LỤC
1. Kết quả nghiên cứu tại Singapore
Kiểm định Unit root cho biến lạm phát
Kiểm định Unit root cho biến lãi suất
Null Hypothesis: I_SING has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 20 (Automatic - based on AIC, maxlag=24) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.135134 0.0071
Test critical
values: 1% level -4.023042
5% level -3.441330
10% level -3.145211
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: R_SING has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 20 (Automatic - based on AIC, maxlag=24) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.235433 0.0001
Test critical
values: 1% level -4.023042
5% level -3.441330
10% level -3.145211
Ước lượng mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất bằng OLS
Dependent Variable: R_SING Method: Least Squares Date: 09/28/14 Time: 16:06 Sample: 2000M06 2014M02 Included observations: 165
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.675458 0.046210 14.61717 0.0000
I_SING -0.069957 0.015278 -4.578955 0.0000
R-squared 0.113971 Mean dependent var 0.525091
Adjusted R-squared 0.108535 S.D. dependent var 0.442305
S.E. of regression 0.417613 Akaike info criterion 1.103524
Sum squared resid 28.42730 Schwarz criterion 1.141172
Log likelihood -89.04072 Hannan-Quinn criter. 1.118806
F-statistic 20.96683 Durbin-Watson stat 0.020573
2. Kết quả nghiên cứu tại Đông Timor
Kiểm định Unit root cho biến lạm phát
Kiểm định Unit root cho biến lãi suất
Null Hypothesis: I_DON has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 23 (Automatic - based on AIC, maxlag=24) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.500802 0.0024
Test critical
values: 1% level -4.043609
5% level -3.451184
10% level -3.150986
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Null Hypothesis: R_TIMOR has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=24)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.749445 0.0225
Test critical
values: 1% level -4.029041
5% level -3.444222
10% level -3.146908
Ước lượng mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất bằng OLS
Dependent Variable: R_DON Method: Least Squares Date: 09/28/14 Time: 16:13 Sample: 2002M12 2014M01 Included observations: 134
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.810000 0.006863 118.0285 0.0000
I_DON 0.001636 0.000857 1.907905 0.0586
R-squared 0.026836 Mean dependent var 0.820578
Adjusted R-squared 0.019464 S.D. dependent var 0.047282
S.E. of regression 0.046820 Akaike info criterion -3.270213
Sum squared resid 0.289355 Schwarz criterion -3.226961
Log likelihood 221.1043 Hannan-Quinn criter. -3.252637
F-statistic 3.640103 Durbin-Watson stat 0.217141
3. Kết quả nghiên cứu tại Campuchia
Kiểm định Unit root cho biến lạm phát
Test ADF
Null Hypothesis: I_CAM has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 13 (Automatic - based on AIC, maxlag=20) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.385557 0.3856
Test critical
values: 1% level -4.019975
5% level -3.439857
10% level -3.144346
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Test ADF(1)
Null Hypothesis: D(I_CAM) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 12 (Automatic - based on AIC, maxlag=20) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.329341 0.0037
Test critical
values: 1% level -4.019975
5% level -3.439857
10% level -3.144346
Kiểm định Unit root cho biến lãi suất
Kiểm định đồng liên kết Johansen
Test ADF
Null Hypothesis: R_CAM has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 18 (Automatic - based on AIC, maxlag=20)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.783450 0.7079 Test critical values: 1% level -4.022135
5% level -3.440894 10% level -3.144955 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Test ADF(1)
Null Hypothesis: D(R_CAM) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 15 (Automatic - based on AIC, maxlag=20)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.532797 0.0000 Test critical values: 1% level -4.021254
5% level -3.440471 10% level -3.144707 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Date: 10/02/14 Time: 19:47
Sample (adjusted): 2000M11 2014M02 Included observations: 160 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: R_CAM I_CAM
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Hypothesized Trace 5 Percent 1 Percent No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Critical Value
None ** 0.168371 44.74624 15.41 20.04 At most 1 ** 0.090895 15.24717 3.76 6.65 Trace test indicates 2 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels
Mơ hình VECM Date: 10/02/14 Time: 19:48 Sample (adjusted): 2000M09 2014M02
Included observations: 162 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1 R_CAM(-1) 1.000000 I_CAM(-1) -0.064259 (0.03354) [-1.91564]
C -1.743280
Error Correction: D(R_CAM) D(I_CAM) CointEq1 -0.043176 0.088500 (0.00840) (0.10271) [-5.13968] [ 0.86168] D(R_CAM(-1)) 0.278064 -0.011063 (0.07616) (0.93113) [ 3.65111] [-0.01188] D(R_CAM(-2)) -0.087167 -0.049020 (0.07330) (0.89617) [-1.18919] [-0.05470] D(I_CAM(-1)) -0.007208 0.420070 (0.00650) (0.07952) [-1.10831] [ 5.28285] D(I_CAM(-2)) 0.004569 0.171119 (0.00651) (0.07960) [ 0.70175] [ 2.14967] C -0.026100 0.007885 (0.01017) (0.12431) [-2.56697] [ 0.06343] R-squared 0.271949 0.281500 Adj. R-squared 0.248614 0.258472 Sum sq. resids 2.371654 354.5129 S.E. equation 0.123300 1.507487 F-statistic 11.65415 12.22382 Log likelihood 112.2767 -293.3031 Akaike AIC -1.312058 3.695100 Schwarz SC -1.197702 3.809455 Mean dependent -0.031983 0.037285 S.D. dependent 0.142243 1.750612 Determinant resid covariance (dof adj.) 0.033646 Determinant resid covariance 0.031200
Log likelihood -178.8824
Akaike information criterion 2.381264
4. Kết quả nghiên cứu tại Philippines
Kiểm định Unit root cho biến lạm phát
Test ADF
Null Hypothesis: I_PHI has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 14 (Automatic - based on AIC, maxlag=24)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.136374 0.1018
Test critical values: 1% level -4.020822
5% level -3.440263
10% level -3.144585
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Test ADF(1)
Null Hypothesis: D(I_PHI) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 24 (Automatic - based on AIC, maxlag=24)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.653138 0.0290
Test critical values: 1% level -4.025924
5% level -3.442712
10% level -3.146022
Kiểm định Unit root cho biến lãi suất
Kiểm định đồng liên kết Johansen
Test ADF
Null Hypothesis: R_PHI has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on AIC, maxlag=24)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.209947 0.0861 Test critical values: 1% level -4.015341
5% level -3.437629 10% level -3.143037 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Test ADF(1)
Null Hypothesis: D(I_PHI) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 24 (Automatic - based on AIC, maxlag=24)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.653138 0.0290 Test critical values: 1% level -4.025924
5% level -3.442712 10% level -3.146022 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Date: 09/28/14 Time: 16:03
Sample (adjusted): 2000M11 2014M01 Included observations: 159 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: I_PHI R_PHI
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Hypothesized Trace 5 Percent 1 Percent No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Critical Value
None ** 0.104335 33.69665 15.41 20.04 At most 1 ** 0.096736 16.17666 3.76 6.65
Trace test indicates 2 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels
Mơ hình VECM Date: 10/02/14 Time: 20:00 Sample (adjusted): 2000M09 2014M03
Included observations: 163 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
R_PHI(-1) 1.000000
I_PHI(-1) -5.918500 (1.46229) [-4.04741]
C 20.72794
Error Correction: D(R_PHI) D(I_PHI)
CointEq1 0.005248 0.013216 (0.00441) (0.00346) [ 1.18877] [ 3.81477] D(R_PHI(-1)) 0.115809 -0.011606 (0.07935) (0.06227) [ 1.45942] [-0.18639] D(R_PHI(-2)) -0.058873 0.131354 (0.07941) (0.06231) [-0.74141] [ 2.10801] D(I_PHI(-1)) -0.087342 0.342780 (0.09452) (0.07417) [-0.92410] [ 4.62167] D(I_PHI(-2)) 0.152491 0.185631 (0.09561) (0.07503) [ 1.59490] [ 2.47418] C -0.037592 0.014843 (0.05042) (0.03957) [-0.74551] [ 0.37511] R-squared 0.037675 0.280115 Adj. R-squared 0.007028 0.257189 Sum sq. resids 64.38110 39.64390 S.E. equation 0.640368 0.502503 F-statistic 1.229322 12.21808 Log likelihood -155.5792 -116.0612 Akaike AIC 1.982567 1.497684 Schwarz SC 2.096447 1.611564 Mean dependent -0.037755 0.024695 S.D. dependent 0.642630 0.583041
Determinant resid covariance (dof adj.) 0.103538 Determinant resid covariance 0.096056
Log likelihood -271.6338
Akaike information criterion 3.504709 Schwarz criterion 3.770430
5. Kết quả nghiên cứu tại Malaysia
Kiểm định Unit root cho biến lạm phát
Test ADF
Null Hypothesis: I_MALAY has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 13 (Automatic - based on AIC, maxlag=24) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.995479 0.1370
Test critical
values: 1% level -4.021254
5% level -3.440471
10% level -3.144707
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Test ADF(1)
Null Hypothesis: D(I_MALAY) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 23 (Automatic - based on AIC, maxlag=24) t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.139645 0.0002
Test critical
values: 1% level -4.026429
5% level -3.442955
10% level -3.146165
Kiểm định Unit root cho biến lãi suất
Kiểm định đồng liên kết Johansen
Test ADF
Null Hypothesis: R_MALAY has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 2 (Automatic - based on AIC, maxlag=24)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.441188 0.3571
Test critical values: 1% level -4.016806
5% level -3.438334
10% level -3.143451
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Test ADF(1)
Null Hypothesis: D(R_MALAY) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic - based on AIC, maxlag=24)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.113602 0.0000
Test critical values: 1% level -4.016433
5% level -3.438154
10% level -3.143345
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Date: 09/28/14 Time: 15:49