LÃI SUẤT T-statistic Critical Value P-value
1% 5% 10%
Singapore -5,24 -4,02 -3,44 -3,15 0,0001
Đông Timor -3,75 -4,02 -3,44 -3,15 0,0225
Kiểm định nghiệm đơn vị và tính dừng ADF trong bảng 1 cho ra kết quả trị số thống kê của lạm phát ở Singapore có trị tuyệt đối lớn hơn giá trị tới hạn critical value ở cả 3 mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Hơn nữa, P-value được xem xét là khá nhỏ. Dễ dàng nhận thấy điều tương tự cho biến lãi suất ở quốc gia này. Giả thiết H0 có thể bị bác bỏ ( H0 : chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị - chuỗi khơng dừng ).
Đối với Đông Timor, giả thiết H0 khi kiểm định nghiệm đơn vị cho biến lạm phát cũng bị bác bỏ. Tuy nhiên, đối với lãi suất, khả năng bác bỏ chỉ xuất hiện ở 2 mức ý nghĩa 5% và 10%. ( P-value = 0.0225 < 0.05 nhưng > 0.01 ).
Nhìn chung, kết quả từ ADF cung cấp bằng chứng mạnh mẽ về tính dừng của cả 2 chuỗi dữ liệu ( lạm phát và lãi suất ) ở Singapore và Đơng Timor. Từ đó, ta có thể xem xét sự tồn tại mối quan hệ tuyến tính của chúng bằng cách tiếp cận phương pháp hồi quy OLS. Kết quả OLS được thể hiện tại bảng 4.3 và 4.5
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 Prob(F-statistic) 0.000009
Phương trình hồi quy OLS đối với dữ liệu ở Singapore được viết như sau: R = 0.675458 – 0.069957 π
Hệ số β trong phương trình là có ý nghĩa với t-statistic = - 4.57 và P-value = 0.000. Từ đó, giả thiết H0 trong phương pháp hồi quy OLS có thể bị bác bỏ và bằng chứng cho thấy tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa lạm phát và lãi suất. Phát hiện này ủng hộ lập luận của Fisher, tuy nhiên mối quan hệ 1:1 thì khơng tìm thấy.
Kiểm định vi phạm bỏ sót biến trong mơ hình về mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất ở Singapore bằng phương pháp Ramsey, kết quả thu được như sau:
Ramsey RESET Test Equation: UNTITLED
Specification: R_SING C I_SING
Omitted Variables: Squares of fitted values
Value df Probability t-statistic 0.322173 162 0.7477 F-statistic 0.103795 (1, 162) 0.7477 Likelihood ratio 0.105684 1 0.7451 F-test summary: Sum of Sq. df Mean Squares Test SSR 0.018202 1 0.018202 Restricted SSR 28.42730 163 0.174401 Unrestricted SSR 28.40909 162 0.175365 Unrestricted SSR 28.40909 162 0.175365 LR test summary: Value df Restricted LogL -89.04072 163 Unrestricted LogL -88.98787 162
Từ bảng 4.4, ta thấy giá trị P_value bằng 0,74 lớn hơn mức ý nghĩa α = 5% , từ đó khơng thể bác bỏ giả thiết H0: mơ hình khơng có bỏ sót biến / mơ hình có dạng hàm đúng. Vì vậy, kết quả của mơ hình OLS hồi quy tuyến tính mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất là phù hợp. Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát là tồn tại ở Singapore nhưng lại đi ngược với phát biểu của Fisher về mối tương quan dương và tỉ lệ 1:1 giữa hai biến kinh tế này.
Bằng chứng tương tự cũng được tìm thấy ở Đơng Timor.
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 Prob(F-statistic) 0.058575
Bảng 4.5: Kết quả hồi quy OLS tại Đông Timor
Phương trình hồi quy OLS đối với dữ liệu ở Đơng Timor được viết như sau: R = 0.81 + 0.001636 π
Với mức ý nghĩa 10%, giả thiết H0 có thể bác bỏ và tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa lạm phát và lãi suất ở Đông Timor ( P-value = 0.0586 ). Nếu xem xét mức ý nghĩa 5%, giả thiết H0 là khơng thể bác bỏ, hay nói cách khác khơng tồn tại mối quan hệ giữa 2 biến, hiệu ứng Fisher không tồn tại. Mối quan hệ 1:1 cũng không xuất hiện ở Đông Timor.
4.2 Kiểm định mối quan hệ đồng liên kết của lạm phát và lãi suất bằng phƣơng pháp Johansen và mơ hình VECM
Ở những quốc gia còn lại, dữ liệu được thu thập chủ yếu từ 06/2000 đến 02/2014 và có số quan sát xấp xỉ nhau khoảng 165 quan sát. Ngược với kết quả thu được từ kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey–Fuller ở hai nước Singapore và Đông Timor, bảng 4.6-4.7 cho thấy lạm phát và lãi suất ở các quốc gia này là chuỗi không dừng.
LẠM PHÁT T-statistic Critical Value P-value
1% 5% 10% Brunei -3,32 -4,02 -3,44 -3,15 0,0680 Campuchia -2,39 -4,02 -3,44 -3,15 0,3856 Malaysia -2,995 -4,02 -3,44 -3,15 0,1370 Indonesia -2,94 -4,02 -3,44 -3,15 0,1520 Philippines -3,14 -4,02 -3,44 -3,15 0,1018 Myanamar -2,23 -4,02 -3,44 -3,15 0,4705 Thái Lan -2,37 -4,02 -3,44 -3,15 0,3956 Việt Nam -1,43 -4,02 -3,44 -3,15 0,8468
LÃI SUẤT T-statistic Critical Value P-value 1% 5% 10% Brunei -2,01 -4,02 -3,44 -3,15 0,5890 Campuchia -1,78 -4,02 -3,44 -3,15 0,7079 Malaysia -2,44 -4,02 -3,44 -3,15 0,3571 Indonesia -2,71 -4,02 -3,44 -3,15 0,2356 Philippines -3,21 -4,02 -3,44 -3,15 0,0861 Myanamar -1,24 -4,02 -3,44 -3,15 0,8975 Thái Lan -2,34 -4,02 -3,44 -3,15 0,4120 Việt Nam -2,41 -4,02 -3,44 -3,15 0,3742
Bảng 4.7: Kiểm định ADF đối với biến lãi suất
Bảng 5 cho thấy lạm phát ở cả 8 quốc gia đang phát triển đều không dừng với giá trị tuyệt đối của trị số thống kê T nhỏ hơn giá trị tới hạn ở các mức ý nghĩa 5% và 10%. Do đó, giả thuyết H0 có nghiệm đơn vị khơng thể bị bác bỏ. Đặc biệt ở Brunei nếu xét ở mức ý nghĩa 10%, giả thuyết này có thể bị bác bỏ. Nhìn chung, bài nghiên cứu sẽ xem xét chủ yếu ở mức α = 5% nên biến lạm phát ở Brunei là chuỗi dữ liệu không dừng.
Bằng chứng tương tự được tìm ra khi thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị ADF đối với biến lãi suất ở 8 quốc gia nói trên. P-value của các phép kiểm định đều lớn hơn 10%, duy chỉ có nước Philippines có giá trị này bằng 0.0861 , vẫn lớn hợn 5% nên giả thuyết H0 không thể bác bỏ ở mức ý nghĩa α = 5% cho cả 8 quốc gia.
Bảng 4.8-4.9 cho thấy kết quả của kiểm định ADF khi lấy sai phân bậc 1 đối với 2 chuỗi dữ liệu lạm phát và lãi suất ở 8 quốc gia này.
LẠM PHÁT T-statistic Critical Value P-value 1% 5% 10% Brunei -12,3246 -4,02 -3,44 -3,15 0,0000 Campuchia -4,3293 -4,02 -3,44 -3,15 0,0037 Malaysia -5,1396 -4,02 -3,44 -3,15 0,0002 Indonesia -5,4568 -4,02 -3,44 -3,15 0,0001 Philippines -3,6531 -4,02 -3,44 -3,15 0,0290 Myanamar -4,0488 -4,02 -3,44 -3,15 0,0093 Thái Lan -3,8446 -4,02 -3,44 -3,15 0,0170 Việt Nam -4,1495 -4,02 -3,44 -3,15 0,0069
Bảng 4.8: Kiểm định ADF(1) đối với biến lạm phát
LÃI SUẤT T-statistic Critical Value P-value
1% 5% 10% Brunei -17,0930 -4,02 -3,44 -3,15 0,0000 Campuchia -7,5328 -4,02 -3,44 -3,15 0,0000 Malaysia -9,1136 -4,02 -3,44 -3,15 0,0000 Indonesia -4,5412 -4,02 -3,44 -3,15 0,0018 Philippines -3,6531 -4,02 -3,44 -3,15 0,0290 Myanamar -4,7735 -4,02 -3,44 -3,15 0,0008 Thái Lan -6,1352 -4,02 -3,44 -3,15 0,0000 Việt Nam -6,6261 -4,02 -3,44 -3,15 0,0000
Từ hai bảng trên, ta thấy giá trị tuyệt đối của trị thống kê T lớn hơn rất nhiều so với giá trị tới hạn ở cả ba mức α = 1%, 5% và 10%. Phép kiểm định nghiệm đơn vị và tính dừng cung cấp bằng chứng về tính dửng của hai chuỗi dữ liệu sau khi lấy sai phân bậc 1. Nói cách khác, lạm phát và lãi suất ở 8 quốc gia là chuỗi I(1). Kết quả này phù hợp với phát hiện của các nghiên cứu trước đây. Các quốc gia Đông Nam Á đều là các nước đang phát triển, vì thế tình hình kinh tế và chính trị vẫn chưa ổn định và còn đang chịu nhiều ảnh hưởng từ các quốc gia phát triển. Do đó, các biến kinh tế vĩ mơ có thể chịu tác động từ các cú sốc ngoại sinh hay việc thay đổi chế độ chính sách dẫn đến các chuỗi dữ liệu thường là không dừng và dừng bậc 1.
Bước tiếp theo là kiểm định đồng liên kết bằng phương pháp Johansen nhằm phát hiện ra mối quan hệ đồng liên kết giữa lãi suất và lạm phát. Kết quả thu được là không đồng nhất tại 8 quốc gia Campuchia, Indonesia, Philippines, Malaysia, Brunei, Myanmar, Thái Lan và Việt Nam và được tóm tắt trong bảng 4.10 và bảng 4.11.
Hypothesized No. of CE(s) Brunei Campuchia Malaysia Indonesia
None Eigenvalue 0,08707 0,168371 0,166749 0,082171 Trace statistic 10,88473 44,74624 32,99023 18,10202 5% Critical Value 15,41 15,41 15,41 15,41 1% Critical Value 20,04 20,04 20,04 20,04 At most 1 Eigenvalue 0,002734 0,090895 0,027328 0,027021 Trace statistic 0,317625 15,24717 4,350169 4,382909 5% Critical Value 3,76 3,76 3,76 3,76 1% Critical Value 6,65 6,65 6,65 6,65
Hypothesized No. of CE(s) Philippines Myanamar Thái Lan Việt Nam None Eigenvalue 0,104335 0,074643 0,155819 0,080646 Trace statistic 33,69665 14,46706 35,3167 20,03794 5% Critical Value 15,41 15,41 15,41 15,41 1% Critical Value 20,04 20,04 20,04 20,04 At most 1 Eigenvalue 0,096736 0,01389 0,048742 0,44186 Trace statistic 16,17666 2,210077 8,045112 7,004832 5% Critical Value 3,76 3,76 3,76 3,76 1% Critical Value 6,65 6,65 6,65 6,65
Bảng 4.11: Kiểm định Johansen tại Philippines, Myanmar, Thái Lan và Việt Nam
Hai giả thiết H0 được kiểm định lần lượt là khơng có đồng liên kết và có 1 đồng liên kết cho cả 2 chuỗi dữ liệu lạm phát và lãi suất. Với mức ý nghĩa 5%, hầu hết các trường hợp đều cho thấy khả năng bác bỏ H0 : không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết, trừ hai quốc gia Brunei và Myanmar. Trị số Trace ở hai quốc gia này lần lượt là 10.88 và 14.46 đều lớn hơn giá trị tới hạn ( 15.41 ) và chấp nhận giả thiết H0. Từ đó, chúng ta có thể rút ra kết luận lạm phát và lãi suất ở hai nước Brunei và Myanmar khơng có mối quan hệ tuyến tính trong dài hạn. Tuy nhiên khả năng về mối quan hệ phi tuyến giữa hai chuỗi dữ liệu vẫn cần được xem xét và bài nghiên cứu sẽ phân tích kết quả kiểm định mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến của hai biến này ở phần sau. Từ đó, với mức α = 5%, tại sáu quốc gia còn lại là Campuchia, Indonesia, Philippines, Malaysia, Thái Lan và Việt Nam, hai biến lạm phát và lãi suất có ít nhất là một đồng liên kết tuyến tính. Điều này phù hợp với kết quả của các nghiên cứu trước tại các nước đang phát triển Mỹ Latin và ủng hộ cho sự tồn tại của hiệu ứng Fisher ở các nước đang phát triển
khu vực Asean. Xét giả thiết H0 : có tồn tại 1 đồng liên kết, tất cả các quốc gia (trừ Brunei và Myanmar) đều bác bỏ giả thiết H0 và đưa ra bằng chứng về tồn tại 2 đồng liên kết giữa lạm phát và lãi suất (trị số Trace khá lớn so với giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 5%).
Tại mức ý nghĩa 1%, Brunei và Myanmar vẫn cho thấy kết quả như trên và không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa 2 chuỗi dữ liệu lạm phát và lãi suất. Các quốc gia Campuchia, Malaysia, Philippines và Thái Lan đều có những phát hiện thống nhất với kết quả tại mức ý nghĩa 5%, trị thống kê Trace lớn hơn giá trị tới hạn và giả thiết H0: khơng có đồng liên kết bị bác bỏ. Xét đến giả thiết H0: có 1 đồng liên kết, chỉ có kết quả kiểm định tại Malaysia chấp nhận giả thiết (Trace statistic = 4.35 < critical value = 6.65), trong khi đó tại 3 quốc gia cịn lại giả thiết này hồn tồn bị bác bỏ. Từ đó, ta có thể kết luận có 2 đồng liên kết giữa lạm phát và lãi suất tại Campuchia, Philippines và Thái Lan. Nhìn chung, lạm phát và lãi suất có xu hướng di chuyển giống nhau trong dài hạn ở 4 quốc gia này.
Ngược lại với kết quả ở mức ý nghĩa 5% và những phát hiện tại 4 quốc gia Malaysia, Campuchia, Philippines và Thái Lan, khơng có bằng chứng về mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất ở Indonesia và Việt Nam. Giá trị tới hạn tại mức α =1%, critical value từ kiểm định Johansen có giả thiết H0: khơng có đồng liên kết bằng 20,4 khá lớn so với trị thống kê Trace tại hai quốc gia Indonesia và Việt Nam, lần lượt bằng 18.102 và 20.037.
Tuy nhiên, như đã đề cập ở phần trên, bài nghiên cứu chủ yếu xem xét kết quả kiểm định ở mức ý nghĩa α = 5%, do đó với cách tiếp cận bằng phương pháp Johansen chúng ta đã tìm được bằng chứng về mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính giữa hai biến lạm phát và lãi suất ở sáu quốc gia Campuchia, Malaysia, Indonesia, Philippines, Thái Lan và Việt Nam. Những phát hiện này có sự đồng nhất với kết quả về sự tồn tại của hiệu ứng Fisher của các nghiên cứu trước đây tại các quốc gia đang phát triển Mỹ Latin, nơi có đặc điểm kinh tế và chính trị khá tương đồng với các nước Asean. Ngược lại, kiểm
định Johansen không đưa ra bằng bằng chứng về mối quan hệ đồng liên kết tuyến tính ở hai quốc gia còn lại là Brunei và Myanmar. Bài nghiên cứu sẽ xem xét về khả năng tồn tại mối quan hệ đồng liên kết phi tuyến giữa lạm phát và lãi suất ở hai nước này. Phần tiếp theo, chúng ta sẽ xác định cân bằng trong dài hạn của hai chuỗi lạm phát và lãi suất ở sáu nước đang phát triển khu vực Asean.
Với sự hiện diện của hiện tượng đồng liên kết, chúng tơi có thể thực hiện ước lượng thơng qua mơ hình VECM (Mơ hình hiệu chỉnh sai số vector) và đạt được các ước lượng dài hạn đối với mối liên hệ giữa lãi suất và lạm phát.
Kết quả của mơ hình VECM cho sáu quốc gia được trình bày trong các bảng sau:
Campuchia
Vector Error Correction Estimates 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]
Vector Error Correction Estimates Date: 10/02/14 Time: 19:53
Sample (adjusted): 2000M09 2014M02 Included observations: 162 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1 R_INDO(-1) 1.000000 I_INDO(-1) -1.535890 (0.27837) [-5.51753] C 2.786503
Error Correction: D(R_INDO) D(I_INDO) CointEq1 -0.002818 0.090870 (0.00360) (0.02538) [-0.78190] [ 3.58107]
Philippines
Vector Error Correction Estimates 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]
Bảng 4.13: Kết quả VECM tại Indonesia
Malaysia
Vector Error Correction Estimates Date: 10/02/14 Time: 19:55
Sample (adjusted): 2000M09 2013M11 Included observations: 159 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1 R_MALAY(-1) 1.000000 I_MALAY(-1) 2.178790 (0.49552) [ 4.39699] C -7.788711
Error Correction: D(R_MALAY) D(I_MALAY) CointEq1 -0.003936 -0.047291
(0.00152) (0.01319) [-2.59649] [-3.58665]
Thailand
Vector Error Correction Estimates Date: 10/02/14 Time: 20:05