Biến chuyển đổi bởi ACE cho chuỗi dữ liệu của 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:
Date: 09/28/14Time: 20:15
Sample (adjusted): 2000M11 2013M12 Included observations: 158 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: I_MYAN R_MYAN Lags interval (in first differences): 1 to 4
Trace test indicates no cointegration at both 5% and 1% levels
*(**) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level
Bảng 4.24: Kiểm định đồng liên kết đối với Myanmar
Johansen trace test
Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue
Trace Statistic 5 Percent Critical Value 1 Percent Critical Value None 0.076498 14.70686 15.41 20.04 At most 1 0.013408 2.132855 3.76 6.65
Bảng 4.25: Kiểm định đồng liên kết đối với BruneiDate: 09/28/14 Time: 19:53 Date: 09/28/14 Time: 19:53
Sample (adjusted): 2004M05 2013M12 Included observations: 116 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: I_BRU R_BRU
Lags interval (in first differences): 1 to 4
Hypothesized
No. of CE(s) Eigenvalue
Trace Statistic
5 Percent 1 Percent
Critical Value Critical Value
None ** 0.128051 22.95769 15.41 20.04
At most 1 ** 0.059070 7.062858 3.76 6.65
Trace test indicates 2 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels
*(**) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level
Hiệu ứng Fisher không tồn tại ở Myanmar, giả thiết H0 ( khơng có đồng liên kết giữa lạm phát và lãi suất ) không thể bác bỏ khi giá trị Trace bằng 14.47 nhỏ hơn giá trị tới hạn 15.41 ở mức ý nghĩa 5%. Từ đó khơng thể đưa ra bằng chứng ủng hộ lập luận của Fisher (1930) tại Myanamar trong khoảng thời gian 06/2000 – 01/2014.
Ngược lại với kết quả tại Myanmar, bằng chứng thực nghiệm ở Brunei cho thấy tồn tại mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến giữa lạm phát và lãi suất ở quốc gia này trong thời gian 12/2003 – 12/2013. Giả thiết H0 khơng có đồng liên bị bác bỏ ở cả hai mức ý nghĩa 5% và 1%. Trace statistic có giá trị nhỏ hơn critical value nên chúng ta có thể bác bỏ ln giả thiết H0: có tồn tại một đồng liên kết giữa hai chuỗi thờ gian. Kiểm
Vector Error Correction Estimates Date: 10/04/14 Time: 09:20
Sample (adjusted): 2004M03 2013M12 Included observations: 118 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Bảng 4.26: Kết quả VECM tại Brunei sau chuyển đổi
định Trace chỉ ra hai mối quan hệ đồng liên kết giữa lạm phát và lãi suất. Quan hệ cân bằng được xác định thơng qua mơ hình VECM:
Cointegrating Eq: R_BRU(-1) CointEq1 1.000000 I_BRU(-1) -1.298896 (0.18045) [-7.19799] C -0.009516
Error Correction: D(R_BRU) D(I_BRU) CointEq1 -0.206089 0.130536
(0.06659) [-3.09513]
(0.05934) [ 2.19979]
Phương trình đồng liên kết giữa lạm phát và lãi suất như sau:
R – 1.298898I – 0.009516 = 0
Kết quả thực nghiệm từ mơ hình VECM cho thấy sự điều chỉnh của lạm phát và lãi suất để trở về mức cân bằng trong dài hạn. Một tháng, lạm phát ở Brunei sẽ phải điều chỉnh 20.61% để về điểm cân bằng dài hạn trong khi lãi suất cần khoảng 8 tháng , tức điều chỉnh 13% một tháng.
Nhìn chung, các kiểm định thực nghiệm với các phương pháp kinh tế lượng đã cung cấp bằng chứng về sự tồn tại hiệu ứng Fisher tại các quốc gia đang phát triển Đông Nam Á. Mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính được tìm thấy ở 8 quốc gia, bao gồm
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 tiếng Việt
TÀI LIỆU THAM KHẢO
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.
Null Hypothesis: I_SING has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 20 (Automatic - based on AIC, maxlag=24)
*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)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
PHỤ LỤC
1. Kết quả nghiên cứu tại Singapore
Kiểm định Unit root cho biến lạm phát
Augmented Dickey-Fuller test statistic
t-Statistic Prob.* -4.135134 0.0071 Test critical values: 1% level -4.023042 5% level -3.441330 10% level -3.145211
Kiểm định Unit root cho biến lãi suất
Augmented Dickey-Fuller test statistic
t-Statistic Prob.* -5.235433 0.0001 Test critical values: 1% level -4.023042 5% level -3.441330 10% level -3.145211
Dependent Variable: R_SING Method: Least Squares Date: 09/28/14 Time: 16:06 Sample: 2000M06 2014M02 Included observations: 165
Ước lượng mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất bằng OLS
Variable C Coefficient 0.675458 Std. Error t-Statistic 0.046210 14.61717 Prob. 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 Prob(F-statistic) 0.000009
Null Hypothesis: I_DON has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 23 (Automatic - based on AIC, maxlag=24)
*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)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
2. Kết quả nghiên cứu tại Đông Timor
Kiểm định Unit root cho biến lạm phát
Augmented Dickey-Fuller test statistic
t-Statistic Prob.* -4.500802 0.0024 Test critical values: 1% level -4.043609 5% level -3.451184 10% level -3.150986
Kiểm định Unit root cho biến lãi suất
Augmented Dickey-Fuller test statistic
t-Statistic Prob.* -3.749445 0.0225 Test critical values: 1% level -4.029041 5% level -3.444222 10% level -3.146908
Dependent Variable: R_DON Method: Least Squares Date: 09/28/14 Time: 16:13 Sample: 2002M12 2014M01 Included observations: 134
Ước lượng mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất bằng OLS
Variable C Coefficient 0.810000 Std. Error t-Statistic 0.006863 118.0285 Prob. 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 Prob(F-statistic) 0.058575
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)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values. Test ADF
Null Hypothesis: I_CAM has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend
Lag Length: 13 (Automatic - based on AIC, maxlag=20)
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
3. Kết quả nghiên cứu tại Campuchia
Kiểm định Unit root cho biến lạm phát
Augmented Dickey-Fuller test statistic
t-Statistic Prob.*