Phương trình đồng liên kết tuyến tính giữa lạm phát là lãi suất tại sáu quốc gia Campuchia, Malaysia, Indonesia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam được trình bày trong bảng sau: Campuchia R - 0.064259I - 1.743280 = 0 Indonesia R - 1.535890I + 2.786503 = 0 Malaysia R + 2.178790I - 7.788711 = 0 Philippines R - 5.918500I + 20.72794 = 0 Thailand R - 1.631857I + 2.154942 = 0 Vietnam R - 0.610096I - 3.262755 = 0 Bảng 4.18 : Kết quả từ VECM
Vector Error Correction Estimates Date: 10/02/14 Time: 20:09
Sample (adjusted): 2000M09 2013M09 Included observations: 157 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
R_VN(-1) 1.000000
I_VN(-1) -0.610096
(0.09138) [-6.67645]
C -3.262755
Error Correction: D(R_VN) D(I_VN)
CointEq1 -0.007370 0.104242
(0.02122) (0.02788)
[-0.34726] [ 3.73890]
Bảng 4.18 cho thấy kết quả hiệu chỉnh sai số:
Quốc gia Lạm phát Lãi suất
Campuchia -0.043176 0.088500 Indonesia -0.002818 0.090870 Malaysia -0.003936 -0.047291 Philippines 0.005248 0.013216 Thailand -0.018485 0.067907 Vietnam -0.007370 0.104242
Bảng 4.19 :Kết quả hiệu chỉnh sai số
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 hồn tồn, 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 khơng 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
Bảng 4.24: Kiểm định đồng liên kết đối với Myanmar
Date: 09/28/14 Time: 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
Hypothesized Trace 5 Percent 1 Percent
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Critical Value
None 0.076498 14.70686 15.41 20.04
At most 1 0.013408 2.132855 3.76 6.65
Trace test indicates no cointegration at both 5% and 1% levels
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 Trace 5 Percent 1 Percent
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic 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
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:
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
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 [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
R_BRU(-1) 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) (0.05934) [-3.09513] [ 2.19979]
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 hoàn 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 Đông 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