Từ những kết quả trên, chúng ta có thể kết luận rằng có mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất ở các quốc gia đang phát triển Đông Nam Á do có sự tồn tại đồng liên kết tuyến tính giữa hai chuỗi dữ liệu. Cân bằng dài hạn được thiết lập, tuy nhiên mối quan hệ 1:1 thì khơng được tìm thấy. Lãi suất khơng phản ứng hồn tồn khi có những thay đổi trong lạm phát được gây ra bởi các cú sốc ngoại sinh. Điều này cho thấy phát hiện của bài nghiên cứu tương tự như những phát hiện trước đây, hiệu ứng Fisher là tồn tại nhưng khơng có bằng chứng về hiệu ứng Fisher hoàn toàn, kể cả khi thực hiện nghiên cứu tại các thị trường hiệu quả như Mỹ , Canada hay Anh. Điều này có thể lý giải bởi độ hiệu quả của thị trường và trình độ phát triển của các quốc gia. Vì thế, tại các quốc gia đang phát triển, các biến vĩ mơ sẽ khơng phản ứng tức thì hay phản ứng hồn tồn với các chính sách, ln có một độ trễ và một mức lệch khi hoạch định các chính sách. Do đó, các nhà hoạch định chính sách cần xem xét và cân nhắc về độ trễ và khả năng phản ứng của các biến kinh tế khi đề ra một chính sách kinh tế nào đó.
Trở lại với kết quả hiệu chỉnh sai số từ mơ hình VECM ở bảng 4.19, ta thấy được trong ngắn hạn, lạm phát va lãi suất khơng có mối quan hệ với nhau do sự lệch khỏi vị trí cân bằng. Tuy nhiên, những sai số này sẽ được điều chỉnh dần dần và hai biến kinh tế sẽ quay trở về mức cân bằng trong dài hạn. Đối với Campuchia, khoảng 4.3% sai lệch điểm cân bằng sẽ được điều chỉnh mỗi tháng bởi sự thay đổi trong lạm phát và khoảng 8.8% sai lệch được điều chỉnh mỗi tháng bởi sự thay đổi trong lãi suất. Trong khi đó, Indonesia dường như cái sai lệch được điều chỉnh với tốc độ chậm hơn, khoảng 0.3% được điều chỉnh về mức cân bằng mỗi tháng khi lạm phát ở nước thay đổi và nếu lãi suất thay đổi, chỉ số này là 9.1%. Tại Malaysia, chỉ số điều chỉnh này lần lượt là 0.4% và 4.7% đối với lạm phát và lãi suất. Ở Philippines, tốc độ điều chỉnh là khá nhỏ so với năm quốc gia còn lại. Cần mất đến gần 16 năm để lạm phát điều chỉnh về mức cân bằng và gần 77 tháng để lãi suất điều chỉnh. Những con số này dường như khá phù hợp với khu vực các nước Asean. Các nền kinh tế đang phát triển rõ ràng sẽ cần một khoảng thời gian tương đối để các biến điều chỉnh trong mối quan hệ cân bằng dài hạn của nó. Đến Thái Lan, thời gian điều chỉnh lần lượt là khoảng 55 tháng cho lạm phát và hơn 1 năm cho lãi suất. Trong khi đó, lạm phát một kì ở Việt Nam sẽ điều chỉnh 0.73% và để trở về vị trí cân bằng trong mối quan hệ lạm phát và lãi suất sẽ cần hơn 11 năm, lãi suất một kì sẽ quay về cân bằng cũ được 10.42%. Do đó muốn đạt cân bằng sẽ mất hơn 9 kì.
Tóm lại, kết quả từ kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho thấy chuỗi dữ liệu lạm phát và lãi suất ở tám quốc gia cịn lại là khơng dừng và là chuỗi I(1). Kiểm định đồng liên kết tuyến tính Johansen và áp dụng mơ hình vecor hiệu chỉnh sai số VECM đã cung cấp những bằng chứng về mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa lạm phát và lãi suất ở sáu quốc gia Campuchia, Malaysia, Indonesia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam. Điều này ủng hộ cho lập luận về sự tồn tại hiệu ứng Fisher ở các quốc gia Đông Nam Á mặc dù mối quan hệ 1:1 là khơng được tìm thấy và mối quan hệ này không đồng nhất ở các
quốc gia. Trong dài hạn, lãi suất sẽ di chuyển cùng với những thay đổi trong lạm phát khi bị tác động bởi các cú sốc ngoại sinh.
4.3 Ƣớc lƣợng mối quan hệ phi tuyến giữa lãi suất và lạm phát theo hiệu ứng Fisher
Đối với hai quốc gia Brunei và Myanmar, mối quan hệ tuyến tính khơng được tìm thấy và chúng ta sẽ xem xét đến khả năng tồn tại mối quan hệ phi tuyến giữa hai biến vĩ mô này.
Để kiểm định mối quan hệ phi tuyến giữa lạm phát và lãi suất, ta sẽ sử dụng thuật toán ACE nhằm chuyển đổi dữ liệu. Theo thuật toán này, quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa các biến ACE chuyển đổi có thể được coi là quan hệ đồng liên kết phi tuyến giữa các biến ban đầu. Do đó, dữ liệu sau khi chuyển đổi nếu ta thực hiện kiểm định đồng liên kết tuyến tính, kết quả kiểm định cho thấy tồn tại ít nhất một đồng liên kết giữa các biến thì ta có thể kết luận chúng có mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến trong dài hạn với nhau. Sau khi chuyển đổi bằng thuật toán ACE cho chuỗi dữ liệu của lạm phát và lãi suất, ta tìm được bằng chứng đồng liên kết phi tuyến tại Bunei trong khi khơng có phát hiện gì ở Myanmar.
Hình 4.1: Đồ thị biến lãi suất sau chuyển đổi tại Brunei
Biến chuyển đổi bởi ACE cho chuỗi dữ liệu của Myanmar:
Hình 4.4: Đồ thị biến lãi suất sau chuyển đổi tại Myanmar Hình 4.3: Đồ thị biến lạm phát sau chuyển đổi tại Myanmar
Bốn đồ thị trên cho thấy độ tương quan giữa 2 biến trước và sau chuyển đổi ở hai quốc gia. Tiến trình kiểm định được thực hiện lại cho các chuỗi dữ liệu mới. Kiểm định tính dừng Augmented Dickey–Fuller vẫn cho kết quả không đổi, lạm phát và lãi suât ở Brunei và Myanmar vẫn là hai chuỗi dừng bậc 1.
LẠM PHÁT T-statistic Critical Value P-value
1% 5% 10%
Brunei -3,6 -4,02 -3,44 -3,15 0.0788
Myanmar -3,04 -4,02 -3,44 -3,15 0,1253
Bảng 4.20: Kiểm định ADF đối với biến lạm phát điều chỉnh ở Brunei và Myanmar
LÃI SUẤT T-statistic Critical Value P-value
1% 5% 10%
Brunei -2,84 -4,02 -3,44 -3,15 0,1854
Myanmar -0,85 -4,02 -3,44 -3,15 0,9583
Bảng 4.21: Kiểm định ADF đối với biến lãi suất điều chỉnh ở Brunei và Myanmar
Bảng 4.20 và 4.21 cho thấy chuỗi dữ liệu lạm phát và lãi suất sau khi chuyển đổi là không dừng. Trị thống kê T cho cả nước đều có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn của mức ý nghĩa cao nhất α = 10%. Hơn nửa P-value của lạm phát và lãi suất trong kết quả kiểm định đều lớn.
LẠM PHÁT T-statistic Critical Value P-value
1% 5% 10%
Brunei -13,82 -4,02 -3,44 -3,15 0,0000
Myanmar -8,75 -4,02 -3,44 -3,15 0,0000
Bảng 4.22: Kiểm định ADF(1) đối với biến lạm phát điều chỉnh ở Brunei và Myanmar
LÃI SUẤT T-statistic Critical Value P-value
1% 5% 10%
Brunei -3,84 -4,02 -3,44 -3,15 0,0188
Myanmar -12,72 -4,02 -3,44 -3,15 0,0000
Bảng 4.23: Kiểm định ADF(1) đối với biến lãi suất điều chỉnh ở Brunei và Myanmar
Tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị cho lạm phát và lãi suất ở hai quốc gia này sau khi lấy sai phân bậc 1 của chuỗi dữ liệu thời gian. Kết quả thu được đồng nhất với những bằng chứng trước khi chuyển đổi ACE, lạm phát và lãi suất là chuỗi I(1). P-value khá nhỏ và giá trị của T-statistic lớn hơn critical value. Chỉ duy nhất trường hợp lãi suất của Brunei, giả thiết H0: chuỗi không dừng là không thể bác bỏ tại mức ý nghĩa 1%. Bằng phương pháp kiểm định đồng liên Johansen, nếu ta tìm được mồi quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa hai biến này chứng tỏ giữa chúng có đồng liên kết phi tuyến và có cân bằng dài hạn. Phần kết quả kiểm định Johansen được tóm tắt trong hai bảng sau:
Johansen trace test