Mối quan hệ giữa lạm phát, lãi suất, tỷ giá Trường hợp nghiên cứu tại VN Chuyên đề tốt nghiệp- TP.HCM Trường Đại Học Kinh Tế,

Mô hình VAR.. Mô hình VEC... Mô hình VAR... Mô hình VEC.

TR NG I H C KINH T THÀNH PH

H CHệ MINH KHOA KINH T PHÁT TRI N

BÀI LU N T T NGHI P

Gi ng viên h ng d n đ tƠi: Th.S Tr ng Quang Hùng

Th c hi n đ tƠi : Nguy n Chung H ng Nam

***THÀNH PH H CHệ MINH ậ 2012***

L I C M N

Tôi xin trân tr ng g i l i c m n chân thành c a tôi đ n th y Tr ng Quang Hùng (Khoa Kinh t phát tri n – i h c Kinh t Tp.HCM) đã t n tình h ng d n tôi trong su t quá trình th c hi n đ tài cho đ n lúc hoàn thành bài lu n này

Tôi xin trân tr ng g i l i c m n chân thành c a tôi đ n ch Nguy n Trúc Vân (Vi n nghiên c u kinh t Tp.HCM) đã t n tình giúp đ tôi trong su t th i gian th c t p và th c hi n bài lu n này Tôi xin trân tr ng g i l i c m n chân thành c a tôi đ n các th y: Nguy n Hoàng B o, Lê V n

Ch n (Khoa Kinh t phát tri n – i h c Kinh t Tp.HCM) đã t n tình h tr và gi i đáp nh ng

th c m c c a tôi trong quá trình x lý s li u và th c hi n mô hình h i quy

M C L C

TịM T T 6

I Gi i thi u 7

1 Tính c n thi t c a đ tƠi 7

2 M c tiêu nghiên c u 7

3 Cơu h i nghiên c u 7

4 i t ng vƠ Ph m vi nghiên c u 7

5 N i dung đ tƠi 8

II T ng quan tƠi li u vƠ C s lý thuy t 8

1 Các khái ni m 8

a L m phát 8

b Lƣi su t 8

c T giá 8

2 Lý thuy t liên quan 9

a i u ki n ngang b ng lƣi su t danh ngh a (IRP) 9

b Lý thuy t Ngang b ng s c mua (PPP) 10

c Hi u ng Fisher 11

d C ch c a chính sách ti n t 11

e Lý thuy t B ba b t kh thi 12

3 Các nghiên c u liên quan 13

a M i quan h gi a l m phát, lƣi su t vƠ t giá 13

b M i quan h gi a l m phát vƠ lƣi su t 14

c M i quan h gi a l m phát vƠ t giá 14

d M i quan h gi a lƣi su t vƠ t giá 15

III Ph ng pháp nghiên c u 15

1 Gi thi t nghiên c u 15

2 Mô t vƠ phơn tích d li u 15

a Mô t d li u 15

b Phơn tích d li u 16

3 Mô hình nghiên c u 16

a Ki m đ nh nghi m đ n v (ki m đ nh Phillips-Perron) 16

b Ki m đ nh đ ng liên k t (Johansen’s Cointegration Test) 17

c Mô hình VAR 18

d Mô hình VEC 19

e Ki m đ nh tính thích h p (compability) vƠ chính xác c a mô hình 20

IV K t qu vƠ Phơn tích 21

1 Ki m đ nh nghi m đ n v 21

2 L a ch n đ tr t i u 21

3 Ki m đ nh đ ng liên k t Johansen 22

4 VECM 22

a VECM1 23

b VECM2 25

V K t lu n 27

PH L C 29

B ng 1.a ậ Ki m đ nh nghi m đ n v chu i ban đ u c a bi n t giá 29

B ng 1.b ậ Ki m đ nh nghi m đ n v chu i ban đ u c a bi n lƣi su t 29

B ng 1.c ậ Ki m đ nh nghi m đ n v chu i ban đ u c a bi n l m phát 29

B ng 2.a ậ Ki m đ nh nghi m đ n v chu i sai phơn b c 1 c a bi n t giá .32

B ng 2.b ậ Ki m đ nh nghi m đ n v chu i sai phơn b c 1 c a bi n lƣi su t .32

B ng 2.c ậ Ki m đ nh nghi m đ n v chu i sai phơn b c 1 c a bi n l m

phát 32

B ng 3 ậ Xác đ nh đ tr t i u b ng các tiêu chí LR, FPE, AIC, SC, HQ .33

B ng 4.a ậ K t qu ki m đ nh đ ng liên k t Johansen 34

B ng 4.b ậ Hai ph ng trình th hi n 2 m i đ ng liên k t 34

B ng 5 ậ K t qu h i quy mô hình hình VEC 1 35

B ng 6 ậ K t qu h i quy ph ng trình EC1 c a mô hình VEC 1 36

B ng 7.a ậ K t qu ki m đ nh Wald t t c các h s c l ng c a bi n i trong EC1 37

B ng 7.b ậ K t qu ki m đ nh Wald t t c các h s c l ng c a bi n inf trong EC1 37

B ng 8.a ậ K t qu ki m đ nh phơn ph i chu n c a ph n d c a ph ng trình EC1 38

B ng 8.b ậ K t qu ki m đ nh ph ng sai thay đ i b ng ARCH-test trong ph n d c a ph ng trình EC1 38

B ng 8.c ậ K t qu ki m đ nh t ng quan chu i b ng BG-test trong ph n d c a ph ng trình EC1 38

B ng 9 ậ K t qu h i quy ph ng trình EC2 c a mô hình VEC 1 39

B ng 10.a ậ K t qu ki m đ nh Wald t t c các h s c l ng c a bi n ex trong ph ng trình EC2 40

B ng 10.b ậ K t qu ki m đ nh Wald t t c các h s c l ng c a bi n inf trong ph ng trình EC2 40

B ng 11.a ậ K t qu ki m đ nh phơn ph i chu n c a ph n d c a ph ng trình EC2 41

B ng 11.b ậ K t qu ki m đ nh ph ng sai thay đ i b ng ARCH-test trong ph n d c a ph ng trình EC2 41

B ng 11.c ậ K t qu ki m đ nh t ng quan chu i b ng BG-test trong ph n

d c a ph ng trình EC2 41

B ng 12 ậ K t qu h i quy mô hình VEC 2 42

B ng 13 ậ K t qu h i quy ph ng trình EC1 c a mô hình VEC 2 43

B ng 14.a ậ K t qu ki m đ nh Wald t t c các h s c l ng c a bi n i trong ph ng trình EC1 44

B ng 16 ậ K t qu h i quy ph ng trình EC2 c a mô hình VEC 2 46

B ng 17.a ậ K t qu ki m đ nh Wald t t c các h s c a bi n inf trong

TịM T T

C ch t giá Vi t Nam đã và đang áp d ng trong su t th i k 1986-β010 gây ra cho Vi t Nam

nh ng v n đ nan gi i, khó gi i quy t theo lý thuy t B ba b t kh thi c a Mundell và Fleming (196β, 196γ) Vì v y, bài lu n này ti n hành đi u tra m i quan h gi a ba ch s v mô: l m phát – lãi su t – t giá c a n n kinh t Vi t Nam trong giai đo n Vi t Nam ng th i, ki m ch ng xem Hi u ng Fisher và lý thuy t PPP có t n t i trong tr ng h p Vi t Nam qua th i k 1986-β010 không K t qu ki m đ nh đ ng liên k t cho th y có hai m i đ ng liên k t gi a l m phát, lãi

su t và t giá trong mô hình nên VECM đ c áp d ng đ h i quy ba bi n này K t lu n đ c rút

ra t k t qu h i quy các mô hình VECM là trong ng n h n, c ba bi n l m phát, lãi su t và t giá

có m i quan h nhân qu qua l i l n nhau; còn trong dài h n, t giá tác đ ng đ n c lãi su t và

l m phát, trong đó t giá tác đ ng kép đ n lãi su t v i m t tác đ ng n a mang tính ch t gián ti p thông qua l m phát Vì v y, Chính ph và Ngân hàng Nhà n c Vi t Nam c n cân nh c k l ng

tr c khi thay đ i t giá (USD/VND) đ c n đ nh

M I QUAN H GI A L M PHÁT, LÃI SU T, T GIÁ

I Gi i thi u

1 Tính c n thi t c a đ tƠi

Theo lý thuy t kinh t v mô thì khi n n kinh t x y ra l m phát cao thì công c hi u qu

nh t đ gi i quy t nó chính là chính sách ti n t , c th là lãi su t C ng theo lý thuy t kinh

t v mô v B ba b t kh thi thì trong m t n n kinh t nh , m , áp d ng c ch t giá c

đ nh nh n n kinh t Vi t Nam thì chính sách ti n t s không đ c đ c l p đ gi i quy t

v n n n l m phát c a n n kinh t mà nó ph thu c vào vi c đi u ch nh l ng cung c u ti n trong n n kinh t nh m n đ nh t giá, trong đi u ki n là dòng v n t do nh hi n nay

V n đ đ t ra lúc này là v i nh ng Qu c gia nh Vi t Nam thì ba ch s v mô: l m phát, lãi su t, t giá có m i liên h nh th nào v i nhau? M i liên h này đ c l ng hóa

nh th nào? Và li u r ng chúng có m i liên k t trong dài h n hay không ?

Bài lu n v n t t nghi p này, v i nh ng s li u h n ch (s đ c trình bày k trong m c III.2), mong mu n đóng góp ph n nào trong vi c làm rõ m i quan h gi a l m phát – lãi

 Hi u ng Fisher có t n t i Vi t Nam trong giai đo n 1986-β010 hay không?

 Lý thuy t PPP có t n t i Vi t Nam trong giai đo n 1986-2010 hay không?

4 i t ng vƠ Ph m vi nghiên c u

Bài lu n v n này ti n hành nghiên c u d a trên s li u ba bi n l m phát, lãi su t và t giá Vi t Nam trong giai đo n 1986-2010

5 N i dung đ tƠi

Ph n I này gi i thi u v đ tài, ph n II s nh c l i các khái ni m và các lý thuy t có liên quan và đ c p m t s đ tài nghiên c u có liên quan, ph n III đ c p đ n ph ng pháp nghiên c u đ tài này (gi thi t nghiên c u, mô t d li u và mô hình lý thuy t) và ph n IV

là phân tích k t qu ch y mô hình b ng ph n m m Eviews 6 v i s li u v ba ch s l m phát, lãi su t, t giá c a Vi t Nam trong giai đo n 1986-2010

II T ng quan tƠi li u vƠ C s lý thuy t

1 Các khái ni m

a L m phát

Là hi n t ng m c giá chung c a hàng hóa và d ch v trong n n kinh t gia t ng liên

t c theo th i gian (Mankiw, 2010)

Có nhi u ch s đ đo l ng l m phát, nh ng trong đó đ c bi t đ n và áp d ng ph

bi n nh t là ch s giá tiêu dùng (CPI), ch s này đ c tính toán d a trên s thay đ i (theo

%) m c giá chung gi a các th i k Ngoài ch s này còn m t s lo i ch s khác đ c gi i

h c thu t ho c các nhà làm chính sách s d ng cho các m c đích khác nhau ng v i m i

lo i ch s : ch s l m phát c b n – CPI lo i đi giá các m t hàng d bi n đ ng nh d u và

l ng th c, ch s giá s n xu t (PPI), …

b Lƣi su t

Có nhi u đ nh ngh a v lãi su t nh ngh a ph bi n và đ n gi n nh t, theo khía c nh

c a nhà s n xu t: lãi su t là chi phí hay chi phí c h i c a vi c s d ng v n Còn theo khía

c nh c b n c a kinh t h c thì lãi su t đ c đ nh ngh a nh sau: Lãi su t là giá c c a

đ ng v n trong nên kinh t Vì lãi su t, dù là lãi su t th c hay danh ngh a, thì đ u hình thành d a trên m i quan h gi a cung-c u v n trong n n kinh t hay nói cách khác là t

m i quan h ti t ki m và đ u t n u xét trên ph ng di n v mô

Nh v a nêu, lãi su t có hai lo i là lãi su t th c và lãi su t danh ngh a Hai lo i lãi su t này liên h v i nhau thông qua hi u ng Fisher đ c trình bày sau ph n (a) m c II.β bên

d i

c T giá

T giá th hi n giá tr s c mua c a n i t so v i ngo i t

C ng nh lãi su t, t giá có hai lo i là t giá danh ngh a và t giá th c T giá th c

đ c tính nh sau:

Er = En ( )

V i Er là t giá th c, Enlà t giá danh ngh a, Pwlà m c giá chung th gi i, P là m c giá chung c a n n kinh t n i đ a Trong Pwvà P qua các th i k s tính đ n l m phát trong đó

T giá th c c ng đ c chia thành hai lo i là t giá th c song ph ng và t giá th c đa

ph ng Do khi giao th ng v i ph n còn l i trên th gi i thì m t qu c gia có th ti n hành th ng m i v i nhi u qu c gia và vùng lãnh th khác nhau, nh ng t ng ng v i

m i qu c gia và vùng lãnh th đó l i s d ng đ ng ti n (hay chu n ti n t ) khác nhau Cách tính t giá th c song ph ng t ng t v i cách tính t giá th c nêu trên v i Pw lúc này s là m c giá chung c a m t qu c gia hay vùng lãnh th xác đ nh Còn v i cách tính

t giá th c đa ph ng thì Pwđ c tính b ng công th c sau:

Pw =

V i j l n l t là các qu c gia hay vùng lãnh th có t tr ng th ng m i l n nh t tính trên t ng giá tr th ng m i c a toàn b n n kinh t n i đ a qua các th i k Th ng nh m

đ m b o tính chính xác cao c a giá tr t giá th c đ c tính toán thì j=1,2,3,…,10 Wjlà t

tr ng th ng m i c a qu c gia hay vùng lãnh th th j tính trên t ng giá tr th ng m i

c a n n kinh t n i đ a v i j qu c gia hay vùng lãnh th Pj là l m phát c a qu c gia hay vùng lãnh th th j

2 Lý thuy t liên quan

a i u ki n ngang b ng lƣi su t danh ngh a (IRP)

Lý thuy t này d a trên c s Lu t m t giá đ c J.M.Keynes công b n m 19βγ (Diebolt

& Parent, 2006) Lý thuy t này nói r ng, ph n tr m chênh l ch lãi su t gi a qu c gia s t i

v i m t qu c gia hay vùng lãnh th xác đ nh nào đó ho c ph n còn l i c a th gi i s b ng

ph n tr m thay đ i t giá gi a đ ng ti n c a qu c gia s t i so v i đ ng ti n c a qu c gia hay vùng lãnh th đó ho c ph n còn l i c a th gi i (Châu, β011; Diebolt & Parent, 2006; Madura, 2010) IRP đ c phân làm hai lo i là không b o hi m r i ro (uncovered) ho c có

b o hi m r i ro (cover) và d ng t ng quát, đ y đ :

= %Ấex = (CIRP)

= %Ấex = + (IRP t ng quát)

V i i là lãi su t qu c gia s t i, if là lãi su t c a m t qu c gia hay vùng lãnh th xác

đ nh ho c c a ph n còn l i c a th gi i, ex là t giá gi a đ ng ti n c a qu c gia s t i so

i đ ng ti n c a qu c gia hay vùng lãnh th đ c đ c p đ n ho c c a ph n còn l i c a

th gi i, exe là t giá k v ng, là các y u t khác nh r i ro c a qu c gia (g m r i ro v

xã h i, chính tr )

Qua công th c trên, ta th y có m i quan h gi a lãi su t danh ngh a và t giá, n u lãi

su t danh ngh a c a n n kinh t n i đ a khác càng nhi u so v i lãi su t chung c a ph n còn

l i c a th gi i thì áp l c lên vi c thay đ i t giá càng l n, đ c bi t đ i v i các qu c gia áp

d ng c ch t giá c đ nh mà Vi t Nam là m t ví d đi n hình Vào tháng β/β011, Vi t Nam đã phá giá ti n đ ng so v i đ ng dollar c a M m c 9,3%, trong kho ng th i gian này chêch l ch lãi su t trái phi u chính ph M (γ,1β%) và Vi t Nam (1β,γ%) là kho ng 9,18%; s ki n này là m t b ng ch ng cho tính h p lý c a lý thuy t này

b Lý thuy t Ngang b ng s c mua (PPP)

Lý thuy t này có ngu n g c t tr ng Salamanca vào th k 16 và đ c phát tri n thành

lý thuy t ph bi n hi n nay b i Gustav Cassel n m 1918 Lý thuy t nói r ng: t giá s thay

đ i qua th gian và ph n ánh s khác bi t v t l l m phát gi a hai qu c gia hay vùng lãnh th ; theo cách này thì s c mua c a ng i tiêu dùng khi chi tr cho hàng hóa n i đ a s

t ng t nh vi c h chi tr cho hàng hóa n c ngoài (Madura, 2010)

Lý thuy t này t n t i hai d ng (Madura, 2010): ngang giá s c mua tuy t đ i – còn

đ c xem nh lu t m t giá, và ngang giá s c mua t ng đ i Nh ng do trong gi đ nh ban

đ u, và đ ng th i c ng là đi u ki n đ lý thuy t đúng trên th c nghi m, không t ng đ ng

v i th c t i c a các n n kinh t nên lý thuy t ngang giá s c mua tuy t đ i ít đ c th a

nh n trong gi i h c thu t trong ng n h n (Madura, 2010)

Lý thuy t ngang giá s c mua t ng đ i đ c th a nh n r ng rãi h n do các gi đ nh c a

nó g n v i th c t h n và đ c gi i h c thu t ch p nh n: lu t m t giá đúng trong dài h n,

th tr ng là không hoàn h o (Madura, 2010) V i Ph là m c giá chung c a qu c gia s

t i, Pf là m c giá chung c a qu c gia hay vùng lãnh th xác đ nh, St là t giá gi a đ ng

ti n c a qu c gia s t i v i đ ng ti n c a qu c gia hay vùng lãnh th đó, infh là t l l m phát c a qu c gia s t i, inff là t l l m phát c a qu c gia hay vùng lãnh th đó; lúc này

ph ng trình th hi n m i quan h gi a l m phát và t giá đ c l p lu n nh sau:

Ban đ u, t i th i đi m t: St = Vào th i đi m t+1: Ph1 = Ph (1 + infh)

Pf1 = Pf (1 + inff)

 St+1 = =

 =

 %ẤSt+1 = = infh– inff (do th ng inff 0,1)

B ng lý thuy t ngang b ng s c mua t ng đ i và công th c c a nó ta có th th y m i quan h và tác đ ng c a l m phát lên t giá N u l m phát c a m t n c càng l n thì có xu

h ng gây áp l c lên t giá c a n c đó, làm m t giá tr đ ng n i t

c Hi u ng Fisher

Nhà kinh t h c Irving Fisher đ xu t ph ng trình th hi n m i quan h gi a lãi su t và

l m phát, ph ng trình này còn đ c g i là ph ng trình Fisher, có d ng rút g n nh sau:

in = ir + inf

Sau khi k t thúc m t th i k trong n n kinh t , gi s là 1 n m, n u l m phát là 8%, lãi

su t danh ngh a hay lãi su t mà ng i s h u v n cho vay v n c a h là 10% thì lãi su t

th c hay su t sinh l i t dòng v n mà ng i s h u v n ki m đ c b ng cách cho vay v n

h i v a nêu là h i th i đi m hoàn toàn khác nhau Vì v y, khi ng i s h u v n cho vay

đ ng v n c a mình, h s c n c vào nh ng thông tin v n n kinh t trong quá kh và hi n

t i h có nh m tiên li u tr c m t cách h p lý t l l m phát trong su t th i k đó và n

đ nh m t m c lãi su t h p lý đ i v i ng i đi vay Do đó, ph ng trình Fisher còn có th

đ c trình bày, vào đ u th i k cho vay, nh sau:

in = ir + infe

V i infe là t l l m phát mà n n kinh t k v ng V i gi đ nh c a tr ng phái kinh t

h c c đi n là các ch th kinh t là duy lý, vì th mà k v ng c a h là k v ng h p lý (rational expectation) (Abel & Bernanke, 2001; Dixit & Skeath, 2004; Mankiw, 2010; Pindyck & Rubinfield, 2009) T ph ng trình Fisher ta th y đ c m i quan h , tác đ ng

c a l m phát lên lãi su t và, c th h n, m i quan h gi a lãi su t danh ngh a và l m phát danh ngh a đ c g i là hi u ng Fisher (Mankiw, 2010)

Hi u ng Fisher còn đ c m r ng, xét trên m i quan h gi a các qu c gia v i nhau, hình thành khái ni m hi u ng Fisher qu c t Hi u ng Fisher qu c t nói r ng: ch ch

l ch lãi su t gi a các qu c gia có th là k t qu c a s chênh l ch l m phát, trong đi u ki n lãi su t th c gi a các qu c gia đang xét là không đ i (Madura, 2010)

d C ch c a chính sách ti n t

Tr ng h p 1:

Trong n n kinh t nh , m , khi x y ra l m phát, theo lý thuy t c a J.M.Keynes, chính sách ti n t th t ch t s đ c áp d ng nh m ki m ch l m phát và th c hi n m c tiêu n

đ nh m c giá chung (Abel & Bernanke, 2001; Châu, β011; Mankiw, 2010) M t trong

nh ng công c c a chính sách ti n t là lãi su t, chính sách ti n t th t ch t s làm t ng lãi

su t nh m m c đích thu hút n i t ngoài l u thông vào h th ng ngân hàng, d n đ n thu

h p cung n i t , làm gi m l m phát trong n c d a trên thuy t l ng ti n t c a Friedman: M.V = P.Q (v i M là l ng cung n i t , V là vòng quay c a n i t trong m t th i k kinh

t , P là m c giá chung c a n n kinh t , Q là l ng hàng hóa và d ch v trong n n kinh t ), trong ng n h n thì V và Q là không đ i nên khi gi m M thì P s gi m

Khi lãi su t t ng thì chênh l ch lãi su t trong n c và th gi i s t ng, dòng v n bên ngoài có xu h ng ch y thêm vào nên kinh t Tác đ ng c a vi c này làm t ng giá đ ng

n i t so v i đ ng ngo i t , do trong n c c u n i t không đ i nh ng cung n i t gi m,

và c u ngo i t không đ i nh ng cung ngo i t t ng

Tóm t t tác đ ng: L m phát  chính sách ti n t th t ch t  lãi su t  cung n i t

; cung ngo i t trong đi u ki n c u n i t và ngo i t không đ i  n i t lên giá so v i ngo i t

Tr ng h p 2:

Trong n n kinh t nh , m , khi n n kinh t có d u hi u suy thoái, t c đ t ng tr ng

gi m, theo lý thuy t c a J.M.Keynes, nh m duy trì và kích thích t ng tr ng kinh t , chính

ph nên áp d ng chính sách ti n t m r ng (Abel & Bernanke, 2001; Châu, β011; Mankiw, 2010) T ng cung n i t và gi m lãi su t là b công c mà chính ph s d ng lúc này nh m kích thích đ u t d n đ n t ng tr ng kinh t

Khi lãi su t gi m, dòng v n n c ngoài đang l u chuy n trong n i b qu c gia có xu

h ng ch y ra kh i qu c gia, gây tác đ ng làm gi m cung ngo i t trong n c trong đi u

ki n c u ngo i t không đ i; song song đó, cung n i t trong n c gia t ng trong đi u ki n

c u n i t không đ i làm cho đ ng n i t có xu h ng m t giá so v i đ ng ngo i t Bên

c nh đó nó s tr thành nguyên nhân c a hi n t ng l m phát t ng d a trên lý thuy t

l ng ti n t c a Friedman V và Q không đ i trong ng n h n, M t ng s làm t ng P; ngoài

ra, trong dài h n, gi đ nh n u V v n không đ i, t l t ng tr ng Q th p h n t l t ng

tr ng M thì n n kinh t c ng r i vào tình tr ng l m phát

Tóm t t tác đ ng: T c đ t ng tr ng  mu n kích thích t ng tr ng  chính sách

ti n t m r ng  lãi su t ; cung n i t  dòng v n ngo i t ch y ra; giá tr đ ng n i

t  cung ngo i t ; đ ng n i t m t giá so v i ngo i t

e Lý thuy t B ba b t kh thi

Lý thuy t này đ c Mundell và Fleming (196β, 196γ) công b trong bài vi t th o lu n

v vi c t o ra h th ng tài chính qu c t n đ nh (Obstfeld, Shambaugh, & Taylor, 2005)

Lý thuy t này nói r ng: trong m t n n kinh t không th t n t i đ ng th i ba đi u: v n l u chuy n t do, chính sách ti n t đ c và c ch t giá c đ nh

Liên h v i th c t Vi t Nam, ta d nh n th y r ng Vi t Nam đang áp d ng c ch t giá c đ nh, đ ng th i khi tham gia vào quá trình toàn c u hóa cùng v i nh ng cam k t khi gia nh p vào các t ch c th ng m i qu c t thì Vi t Nam ph i cho phép các lu ng v n

l u chuy n t do Vì l đó mà chính sách ti n t khó đ c l p đ th c hi n đ c m c tiêu chính c a nó là ki m soát l m phát, bình n giá (Mankiw, 2010) Trong kho ng th i gian

t n m β005 đ n nay, CPI c a Vi t Nam có xu h ng t ng m c cao qua các n m, đ nh

đi m là vào n m β007 v i m c kho ng 23,5% (s li u th ng kê trang web: economywatch.com) Theo lý thuy t c a J.M.Keynes thì Vi t Nam c ns d ng chính sách

ti n t th t ch t nh m gi i quy t v n đ x y ra l m phát cao trong n n kinh t

Nh ng theo lý thuy t B ba b t kh thi thì Vi t Nam không th th c hi n đ c vi c đó

m t cách suôn s Khi t ng lãi su t nh m thu hút l ng n i t ngoài l u thông vào h

th ng ngân hàng nh m gi m cung n i t trong n c thì đ ng th i, do lãi su t t ng cao

t ng đ i so v i ph n còn l i c a th gi i, dòng v n bên ngoài có xu h ng ch y vào Vi t Nam d n đ n tình tr ng cung ngo i t gia t ng trong n n kinh t Khi này, đ ng th i, giá tr ngo i t gi m trong đi u ki n c u ngo i t không đ i, giá tr n i t t ng trong đi u ki n c u

n i t không đ i làm cho đ ng n i t có xu h ng lên giá so v i ngo i t Nh ng do Vi t Nam áp d ng c ch t giá c đ nh nên lúc này Ngân hàng Nhà n c Vi t Nam (NHNNVN) c n dùng n i t mua vào ngo i t nh m n đ nh t giá ng thái này c a NHNNVN làm cho l ng cung n i t trong n c t ng tr l i, tác đ ng làm gi m hi u qu

c a chính sách ti n t th t ch t nh m ki m soát l m phát ho c, th m chí, có th làm vô

hi u hóa tác đ ng c a chính sách ti n t th t ch t đ ki m soát l m phát

Ch a d ng l i đó, lãi su t cao t vi c áp d ng chính sách ti n t th t ch t không

nh ng b h n ch trong vi c nh h ng đ n l m phát mà còn làm cho n n kinh t có th r i vào suy thoái do khu v c s n xu t và đ u t c a n n kinh t h n ch vay v n đ s n xu t

và đ u t do chi phí s d ng v n cao h n t ng đ i so v i lúc tr c khi áp d ng chính sách ti n t th t ch t Theo lý thuy t c a J.M.Keynes, tr ng phái kinh t h c tr ng c u, thì khi đ u t và s n xu t trong n n kinh t gi m thì làm cho t ng giá tr thu nh p qu c n i (GDP) gi m, d n đ n t c đ t ng tr ng gi m, n u kéo dài s d n đ n suy thoái kinh t

Nh ng n u khu v c s n xu t và đ u t v n ch p nh n vay v n đ ho t đ ng m c lãi su t cao thì k t qu s làm cho l m phát t ng cao h n và di n bi n theo chi u h ng tr m tr ng

h n, vì v n c ng là m t y u t đ u vào trong quá trình v n hành và s n xu t c a n n kinh

t , n u chi phí s d ng nó cao thì s n ph m mà n n kinh t t o ra s có giá thành cao d n

đ n m c giá chung c a n n kinh t s l i ti p t c t ng

3 Các nghiên c u liên quan

a M i quan h gi a l m phát, lƣi su t vƠ t giá

Asari và các đ ng s (2011) s d ng VECM đ gi i thích m i quan h gi a l m phát, lãi su t đ n s dao đ ng t giá Malaysia K t qu : gi a ba bi n trên t n t i 1 m i quan h

đ ng liên k t; khi ki m đ nh nhân qu Granger thì Asari và các đ ng s phát hi n m i quan h nhân qu m t chi u t lãi su t đ n l m phát và t l m phát đ n t giá Bài nghiên

c u rút ra k t lu n: t ng lãi su t có th ng n tr s dao đ ng trong t giá, trong m i quan

h dài h n thì lãi su t nh h ng đ n l m phát, l m phát nh h ng đ n t giá

Utmi và Inanga (β009) s d ng mô hình h i quy OLS đ ki m tra hi u ng Fisher và lý thuy t PPP c a Indonesia l n l t v i b n n c có t tr ng th ng m i l n nh t v i Indonesia, các hi u ng Fisher và PPP đ c ki m tra thành t ng tr ng h p riêng K t qu

mô hình h i quy và k t lu n c a bài nghiên c u: có m i t ng quan d ng gi a s thay

đ i lãi su t và s thay đ i t giá trong ba tr ng h p và có m i t ng quan âm trong m t

tr ng h p, vi c s d ng d li u lãi su t đ d báo t giá trong t ng lai có th không chính xác, có m i t ng quan d ng gi a l m phát và lãi su t trong c b n tr ng h p

b M i quan h gi a l m phát vƠ lƣi su t

Gul và Ekinci (β006) s d ng mô hình VAR đ tìm hi u m i quan h nhân qu gi a l m phát và lãi su t danh ngh a Th Nh K K t qu mô hình h i quy và k t lu n c a bài nghiên c u: gi a l m phát và lãi su t danh ngh a có m i quan h nhân qu dài h n nh ng

ch m t chi u; lãi su t danh ngh a nh h ng l m phát, s dao đ ng c a lãi su t danh ngh a

ph n ánh l m phát k v ng theo quan đi m c a Fama (1975); có th s d ng lãi su t danh ngh a nh m t ch báo đ d báo l m phát t ng lai

Mahdi và Masood (β011) s d ng mô hình VECM, sau khi ki m tra th y có m i quan

h đ ng liên k t Johansen gi a l m phát và lãi su t, nh m ki m tra hi u ng Fisher Iran

K t qu mô hình h i quy và k t lu n c a bài nghiên c u: có m i quan h dài h n gi a l m phát và lãi su t, v i lãi su t trung bình có tr ng s thì m i quan h này y u, v i lãi su t cho thuê nhà thì m i quan h này m nh; khi l m phát t ng thì đ th tr ng tr l i cân b ng, h

th ng ngân hàng c n t ng lãi su t cùng v i l m phát; n u có m t cú s c v lãi su t trong

n n kinh t thì l m phát s thay đ i theo m t cách nhanh chóng

Crowder và Hoffman (1996) s d ng mô hình VECM đ ki m tra ph ng trình Fisher –

m i quan h dài h n gi a lãi su t danh ngh a và l m phát M K t qu mô hình h i quy

và k t lu n bà nghiên c u: gi a lãi su t danh ngh a và l m phát t n t i m i đ ng liên k t, ngh a là gi a chúng có m i quan h dài h n, d n đ n k t lu n là hi u ng Fisher t n t i c trong ng n và dài h n; không nên dùng lãi su t ng n h n đ d báo l m phát; tác đ ng c a

nh ng cú s c l m phát nh h ng lên lãi su t danh ngh a là có đ tr

c M i quan h gi a l m phát vƠ t giá

Rehman và Rehman (β011) s d ng h i quy OLS đ gi i thích m i quan h c a t giá

h i đoái đ n các bi n s v mô khác Pakistan K t qu mô hình h i quy và k t lu n c a bài nghiên c u: l m phát là m t trong các bi n s v mô quan tr ng nh h ng đ n s giao

đ ng t giá; l m phát là bi n s nh h ng m nh nh t đ n s dao đ ng c a t giá; l m phát

và t giá có m i quan h ngh ch chi u – l m phát t ng làm n i t m t giá

Rawlins (2004) s d ng h i quy OLS đ ki m ch ng m i quan h gi a t giá và l m phát cho các Qu c gia vùng Caribbean và Trung M K t qu mô hình h i quy và k t

lu n c a bài nghiên c u: t giá và l m phát có m i quan h ngh ch chi u, rút ra k t lu n là các Qu c gia đang phát tri n nên duy trì l m phát m c th p và n đ nh vì đi u này s giúp t ng giá n i t theo th i gian

d M i quan h gi a lƣi su t vƠ t giá

Rehman và Rehman (β011) s d ng h i quy OLS đ gi i thích m i quan h c a t giá

h i đoái đ n các bi n s v mô khác Pakistan K t qu mô hình h i quy và k t qu c a bài nghiên c u: lãi su t là m t trong các bi n s v mô có nh h ng m nh đ n t giá; m i quan h gi a lãi su t và t giá là thu n chi u: lãi su t t ng làm n i t lên giá

Dash (2003) s d ng mô hình VECM đ tìm m i quan h gi a lãi su t và t giá n K t qu mô hình h i quy và k t qu c a bài nghiên c u: gi a lãi su t và t giá có m i quan h dài h n, t ng quan d ng, và đó là m i quan h nhân qu hai chi u, hay nói cách khác lãi su t thay đ i nh h ng đ n s thay đ i t giá và ng c l i

1 Gi thi t nghiên c u

 Ba ch s v mô: L m phát – Lãi su t – T giá Vi t Nam trong giai đo n 1986-2010

có m i quan h v i nhau

 Hi u ng Fisher t n t i trong tr ng h p Vi t Nam giai đo n 1986-2010

 Hi u ng PPP t n t i trong tr ng h p Vi t Nam giai đo n 1986-2010

 Gi a ba bi n l m phát, lãi su t và t giá có t n t i các m i quan h đ ng liên k t

2 Mô t vƠ phơn tích d li u

a Mô t d li u

Vì trong bài lu n, các lý thuy t liên quan đ u đ c p đ n m i quan h c a lãi su t danh ngh a – đi n hình là hi u ng Fisher (đ c trình bày ph n (c) m c II.β) mà bài lu n này

mu n ki m ch ng tr ng h p Vi t Nam trong giai đo n 1986-β010, nên trong bài này s

s d ng lãi su t danh ngh a đ h i quy mô hình

Nh m ki m ch ng lý thuy t PPP tr ng h p Vi t Nam trong giai đo n 1986-β010 nên trong bài lu n này t giá danh ngh a (USD/VND) s đ c s d ng đ h i quy mô hình

C hi u ng Fisher và lý thuy t PPP đ u đ c p đ n nh h ng c a l m phát danh ngh a

đ n lãi su t ho c t giá nên bi n l m phát đ c ch n dùng đ h i quy mô hình trong bài

lu n này là l m phát danh ngh a (%/quý)

D li u l y theo quý, giai đo n 1986-2010 Ngu n d li u đ c thu th p và t ng h p l i

t c s d li u tr c tuy n c a ADB, WB, T ng c c th ng kê Vi t Nam và trang web economywatch.com

b Phơn tích d li u

V i d li u liên quan đ n chu i th i gian nh trong bài lu n này, đi u quan tr ng đ u tiên là ph i ki m đ nh tính d ng c a chu i d li u ng v i m i bi n Sau đó h i quy mô hình VAR, xác đ nh đ tr t i u nh m dùng đ tr đó đ ki m đ nh đ ng liên k t theo

ph ng pháp Johansen N u các bi n trong bài th hi n s t n t i c a đ ng liên k t sau

ki m đ nh đ ng liên k t thì mô hình VEC đ c áp d ng đ h i quy các bi n

3 Mô hình nghiên c u

a Ki m đ nh nghi m đ n v (ki m đ nh Phillips-Perron)

Khi ti n hành ch y các mô hình h i quy v i b d li u chu i th i gian thì m t l u ý quan tr ng c n ph i quan tâm đó là tính d ng c a d li u Lý do mà đi u này tr nên quan

tr ng là do: n u d li u ta xem xét là chu i không d ng thì ta ch có th nghiên c u đ c

s thay đ i c a nó trong m t kho ng th i gian nh t đ nh; m t lý do n a là khi h i quy v i

d li u là chu i không d ng thì s d n đ n hi n t ng h i quy gi m o – ngh a là mô hình sau khi h i quy s cho k t qu R2 r t cao (th ng là trên 0.9) và các h s h i quy hoàn toàn có ý ngh a th ng kê khi ki m đ nh b ng th ng kê t và F, nh ng chúng mang ý ngh a

r t ít v m t th c t ho c không có ý ngh a th c t do các mô hình h i quy c đi n đ c xác đ nh d a trên gi đ nh d li u là chu i d ng (Gujarati, 2011; Phùng, β011)

M t nghiên c u đ c th c hi n d a trên phân tích d li u chu i th i gian c n ph i ki m

đ nh tính d ng c a d li u – ngh a là chu i d li u ph i có giá tr trung bình và ph ng sai không đ i theo th i gian và hi p ph ng sai gi a hai đi m th i gian b t k trong chu i ch

ph thu c vào kho ng cách hay đ tr gi a hai đi m th i gian ch không ph th c vào th i gian th c s c a chúng (Gujarati, 2011; Phùng, β011) – tr c khi ti n hành h i quy Do

đó, trong lu n v n t t nghi p này, tôi s d ng ki m đ nh nghi m đ n v đ ki m tra tính

d ng c a t ng d li u tôi đang xem xét Trên th c t th ng có hai cách đ ki m đ nh tính

d ng c a chu i d li u nh gi n đ t t ng quan và ki m đ nh nghi m đ n v b ng ki m

đ nh Dicky-Fuller (DF) ho c b ng ki m đ nh Phillips-Perron (PP)

đ n gi n và v n đ m b o đ tin c y cao v m t h c thu t, trong bài lu n này tôi áp

d ng ki m đ nh nghi m đ n v b ng ki m đ nh PP V m t h c thu t thì gi n đ t t ng quan không mang giá tr tin c y cao, nh ng ki m đ nh nghi m đ n v thì ng c l i Bài

lu n này s d ng ki m đ nh nghi m đ n v b ng ki m đ nh PP thay vì DF nh m t n d ng

nh ng l i ích c a PP so v i DF: th nh t, ki m đ nh PP kh c ph c đ c v n đ gây ra khi

h ng nhi u ph ng trình (1) bên d i có hi n t ng t ng quan chu i và ph ng sai thay đ i; th hai, không c n ph i xác đ nh đ tr c a bi n trong h i quy (Hudson, 2005)

D ng mô hình th ng đ c s d ng đ ki m đ nh nghi m đ n v đ i v i các bi n v mô

nh trong bài lu n này (Phùng, β011):

Yt = + Yt+1 + ut (1)

 ẤYt = + (1- )Yt+1 + ut

ẤYt = + Yt+1 + ut (2)

V i Yj là giá tr c a bi n Y t i th i đi m j; ut là ph n d hay h ng nhi u hay sai s c a

ph ng trình (1), có trung bình b ng 0 và ph ng sai không đ i 2 N u =0 ph ng trình (1) ho c =1 ph ng trình (β) thì chu i Y đ c xem là có nghi m đ n v , ngh a là chu i không d ng (Gujarati, 2011; Nguy n, Phùng, & Nguy n, 2009; Phùng, 2011) V i

ki m đ nh DF ta ch có th ki m đ nh đ c gi thi t H0: =1, do ki m đ nh DF ch c

l ng ph ng trình (β), nh ng ki m đ nh PP c l ng c ph ng trình (1) và (β) nên

ki m đ nh đ ng th i c hai gi thi t H0: =0 ph ng trình (1) và H0: =1 ph ng trình (2) (Hudson, 2005)

N u chu i d li u không có nghi m đ n v và là chu i d ng thì đ c ký hi u là I(0),

n u chu i có m t nghi m đ n v và d ng khi l y sai phân b c 1 thì đ c ký hi u là I(1),

t ng t đ i v i các chu i I(2), I(3), v.v

N u ba bi n l m phát, lãi su t và t giá d ng các b c khác nhau thì lúc này s áp d ng

mô hình vec-t hi u ch nh sai s (VECM) đ h i quy (Gujarati, 2011; Phùng, β011; Uctum, 2009), v i gi thi t ban đ u đ t ra trong bài là ba bi n l m phát, lãi su t và t giá

có t n t i m i quan h đ ng liên k t, vì VECM thì không c n quan tâm nhi u đ n tính

d ng hay không d ng c a chu i d li u (Uctum, 2009) Tôi k v ng r ng v i tr ng h p nghiên c u trong bài lu n này s x y ra tr ng h p này

b Ki m đ nh đ ng liên k t (Johansen’s Cointegration Test)

Nh đã đ c p trên v v n đ h i quy gi m o x y ra khi h i quy hai bi n chu i th i gian v i nhau mà c hai đ ng th i đ u ch a mang tính d ng, nh ng trong m t s tr ng

h p sai s c a mô hình này l i có tính d ng, đi u này có ngh a là k t h p tuy n tính c a hai bi n trên lo i b đi xu th c a m i bi n làm cho h i quy trên không còn là h i quy gi

m o n a N u hai bi n b t k mang tính ch t v a nêu thì hai bi n đó đ c g i là đ ng liên

k t (Gujarati, 2011; Phùng, β011) Trong m t mô hình h i quy thì s l ng đ ng liên k t

t i đa gi a các bi n là (n-1) v i n s bi n trong mô hình (Gujarati, 2011; Phùng, β011)

N u các bi n trong mô hình h i quy có đ ng liên k t thì gi a các bi n này có t n t i m i quan h ho c cân b ng trong dài h n Khi m i quan h này có t n t i thì hàm ý v m t chính sách mà mô hình mang l i cao Vì th , trong bài lu n này, v i vi c h i quy chu i

th i gian ba bi n t giá, lãi su t và l m phát, ti n hành ki m đ nh tính đ ng liên k t gi a các bi n là đi u c n thi t

ki m đ nh có t n t i m i quan h đ ng liên k t gi a các bi n trong mô hình hay không th ng có hai cách ph bi n V i mô hình ch có hai bi n thì ta có th s d ng ki m

đ nh Engle-Granger (EG) đ ki m đ nh đi u này Nh ng trong bài lu n này có nhi u h n hai bi n nên ki m đ nh đ ng liên k t Johansen là t t nh t, ph ng pháp này có th áp d ng cho vi c ki m đ nh đ ng liên k t gi a nhi u bi n (l n h n hai bi n) trong mô hình (Gujarati, 2011; Phùng, β011)

Trong bài lu n này, ki m đ nh đ ng liên k t nh m xác đ nh s đ ng liên k t t n t i gi a

ba bi n đ c xem xét trong bài, vì v i ba bi n s có t i đa hai đ ng liên k t trong mô hình Ngoài ra, ki m đ nh đ ng li n k t nh m ki m ch ng gi thi t v s t n t i c a đ ng liên

k t gi a ba bi n trong bài

c Mô hình VAR

Trong h i quy chu i th i gian thì có m t v n đ n y sinh là có nhi u tr ng h p, m t vài ho c t t c các bi n trong mô hình v a là bi n ph thu c v a là bi n gi i thích Mô hình h i quy nh ng bi n này s g m nhi u ph ng trình đ ng th i, và d n đ n tình tr ng khó xác đ nh m t cách rõ ràng các bi n thu c d ng này là bi n n i sinh hay bi n ngo i sinh Sims (1980) đã đ xu t m t mô hình, g i là mô hình vec-t t h i quy (VARM) mà

có th lo i b đi v n đ này, xem xét các bi n trong mô hình đ u là bi n n i sinh (Phùng, 2011)

VARM có m t s đ c đi m nh sau (Gujarati, 2011):

M c dù các bi n trong mô hình có đ tr t i u riêng nh ng trong VARM, khi h i quy,

đ tr c a các bi n trong mô hình ph i nh nhau

VARM đ c ký hi u là VAR(p) v i p là đ tr c a các bi n trong mô hình

Các bi n trong mô hình ph i đ c h i quy trong tr ng thái d ng

M c dù lo i b đ c v n đ ph i xác đ nh rõ bi n n i sinh và bi n ngo i sinh trong vi c xác đ nh mô hình nh ng VARM c ng b ch trích b i m t s đi m sau (Phùng, β011): Không d a trên b t k n n t ng lý thuy t kinh t nào, vì không có ràng bu c nào v i các tham s đ c c l ng và mô hình nh hàm ý r ng m i bi n đ u tác đ ng đ n nhau Thi u b c t do, do đó khi s d ng mô hình này mà c m u không đ l n s d n đ n

tr c tr c trong vi c c l ng m t l ng l n các tham s c a mô hình (v i mô hình VAR(1) ba bi n thì s l ng tham s là 1β, nh ng mô hình VAR(β) ba bi n thì s l ng tham s lên đ n β1 và t ng lên r t nhi u khi đ tr đ c l a ch n là l n) vì khi c l ng các tham s thì mô hình s s d ng nhi u b c t do

Các h s h i quy sau khi đ c c l ng s khó đ c di n gi i do hoàn toàn thi u các

lý thuy t n n t ng

Bên c nh nh ng h n ch trên c a VARM, bài lu n này ch n VECM có ngu n g c t VARM đ h i quy ba bi n l m phát, lãi su t và t giá m t ph n khó xác đ nh đ c bi n nào là n i sinh hay ngo i sinh trong mô hình, m t khác là nh m t n d ng nh ng u đi m

Trong nài này, VARM áp d ng cho ba bi n l m phát, lãi su t và t giá s có d ng t ng quát nh sau :

(

) =( ) +

+ ( )

V i ex là t giá, i là lãi su t, inf là l m phát

Nh đã nêu trên, trong VARM thì các bi n đ c h i quy v i cùng m t đ tr nh nhau, v y đ tr t i u c a các bi n trong mô hình nên đ c đ a vào trong h i quy là bao nhiêu? Vi c l a ch n đ tr t i u s đ c l a ch n d a trên 5 tiêu chí (Hossain, 2011)

nh đã đ c p ph n (b) m c III.β tr này s đ c áp d ng cho c ki m đ nh đ ng liên k t và VECM (n u có t n t i đ ng liên k t)

d Mô hình VEC

Nh đã đ c p đ n cu i ph n (a) m c III.3, ba bi n l m phát, lãi su t và t giá d ng

nh ng b c khác nhau và có t n t i đ ng liên k t gi a chúng thì VARM s đ c chuy n thành VECM VECM đ c công b b i Granger (1983) (Engle & Granger, 1987)

VECM c ng có nh ng đ c đi m nh VARM Trong VECM thì các h s đ c dùng

đ ch ra m i quan h ng n h n gi a các bi n, m i quan h trong dài h n gi a các bi n s

đ c th hi n thông qua h s hi u ch nh sai s (EC) trong các ph ng trình c a mô hình (Gujarati, 2011; Hossain, 2011)

VECM t ng quát có d ng:

ẤYt = C + Yt-1 + + ut

V i ẤYt là ma tr n sai phân (n x 1) c a ma tr n (n x1) Yt tr đi ma tr n (n x 1) Yt-1,

t ng t đ i v i ẤYt-j+1, Yt-1 là ma tr n (n x 1) c a bi n Y, C là ma tr n h s ch n (n x 1), là ma tr n (n x n), là ma tr n (n x n), u là ma tr n (n x 1), n là s bi n n i sinh c a

mô hình

Ma tr n đ c tách thành hai ma tr n (n x r) và (r x n) nh sau:

=

V i và đ u là ma tr n (n x r), là ma tr n chuy n v c a và r là h ng c a ma tr n , đ ng th i r c ng th hi n s đ ng liên k t trong mô hình, n u r=β thì s đ ng liên k t trong mô hình là β ó là lý do vì sao mà v i n bi n trong mô hình ch có th có t i đa (n-1) liên k t đ ng liên k t, vì v y v i v n đ nghiên c u trong bài lu n này thì s đ ng liên

k t t i đa có th có là β th hi n t c đ hi u ch nh v đi m cân b ng gi a các bi n (Gujarati, 2011; Phùng, β011; Watson, 1994)

M i quan h nhân qỐ Granger trong VECM

Gi s v i ba bi n ex, i và inf đ c nh c đ n ph n (c) m c III.3, gi a ba bi n này có

t n t i hai m i đ ng liên k t và VECM s g m hai ph ng trình EC có d ng nh sau:

= … = 0 ph i b bác b (th hi n m i quan h nhân qu trong ng n h n) và h s

c a EC có ch a m i đ ng liên k t gi a ex và i ph i có ý ngh a th ng kê (th hi n m i quan

h nhân qu trong dài h n) T ng t khi xét các m i quan h nhân qu còn l i trong mô hình (Gujarati, 2011; Hossain, 2011)

e Ki m đ nh tính thích h p (compability) vƠ chính xác c a mô hình

Sau khi th c hi n h i quy, tôi ti n hành ki m đ nh ph n d c a m i ph ng trình trong

mô hình nh m đ m b o mô hình ta h i quy mang tính thích h p và chính xác b ng các

ki m đ nh sau: ki m đ nh phân ph i chu n c a ph n ph n d b ng ki m đ nh Jacque-Berra (JB) qua giá tr th ng kê JB v i gi thi t H0:“Ph n d không phân ph i chu n”; ki m đ nh

ph ng sai thay đ i trong ph n d b ng ki m đ nh ARCH qua giá tr th ng kê Chi bình

ph ng v i gi thi t H0:“Ph n d không có hi n t ng ph ng sai thay đ i”; ki m đ nh

t ng quan chu i trong ph n d b ng ki m đ nh Breusch-Godfrey (BG) qua giá tr th ng

kê Chi bình ph ng v i gi thi t H0:“Ph n d không có hi n t ng t ng quan chu i”

IV K t qu vƠ Phơn tích

ti n ti n cho vi c phân tích và theo dõi trong m c này, tôi xin ký hi u: ex là bi n t giá, i

là bi n lãi su t và inf là bi n l m phát đ c xem xét trong bài lu n này Ngoài ra, các mô hình, các ki m đ nh trong bài này đ u áp d ng m c ý ngh a th ng kê 5%

1 Ki m đ nh nghi m đ n v

Sau khi th c hi n ki m đ nh nghi m đ n v ba bi n l m phát, lãi su t và t giá b ng

ph ng pháp Phillips-Perron, k t lu n đ c rút ra là c ba bi n đ u không ph i là chu i

B ng 1 – K t qu ki m đ nh nghi m đ n v các bi n t i I(0) và I(1)

Nh k t qu thu đ c b ng 1, t i I(0) – ngh a là chu i d ng t ban đ u, c ba bi n ex, i

và inf có giá tr p-value l n l t là 41,7γ%; γ0,47% và 50,88% đ u l n h n so v i m c ý ngh a th ng kê 5% Do đó, ta ch p nh n gi thi t H0 là “Chu i có nghi m đ n v ” – ngh a là chu i không d ng, ta k t lu n c ba bi n ex, i và inf đ u là chu i không d ng khi ki m đ nh

b ng ph ng pháp Phillips-Perron v i m c ý ngh a 5%

Khi ki m đ nh ba bi n ex, i và inf I(1) (sai phân b c 1) thì k t qu giá tr p-value c a ba

bi n l n l t là 4,75%; 0,01% và 0%, c ba giá tr p-value này đ u nh h n m c ý ngh a 5% Vì v y, ta bác b đ c gi thi t H0, ta k t lu n c ba bi n ex, i và inf đ u là chu i d ng

t i sai phân b c 1 khi ki m đ nh b ng ph ng pháp Phillips-Perron v i m c ý ngh a 5%

T k t qu trên, n u gi a ba bi n ex, i và inf không t n t i đ ng liên k t thì VARM s

đ c áp d ng cho sai phân b c 1 c a ba bi n này nh m đ m b o đ chính xác cho vi c h i quy và c l ng tham s b ng VARM

2 L a ch n đ tr t i u

Vi c l a ch n đ tr t i u cho các bi n trong mô hình chu i th i gian là r t quan tr ng

vì vi c này nh h ng đ n tính t ng thích (compability) và chính xác c a mô hình đ c

h i quy (Phùng, β011) Nh ng trong VARM (ho c VECM khi có t n t i đ ng liên k t g a

các bi n trong mô hình) thì đ tr c a các bi n ph i nh nhau và xác đ nh theo đ tr t i u

l n nh t mà các bi n trong mô hình có th có, và đó là đ tr c a c mô hình (Gujarati, 2011; Phùng, β011)

Khi th c hi n vi c tính toán giá tr c a các ch s LR, FPE, AIC, SC và HQ b ng Eviews, tôi dùng β0 đ tr nh m xác đ nh đ tr t i u h p lý nh t trong bài lu n và, đ ng th i, tránh

x y ra hi n t ng t ng quan chu i trong ph n d c a các ph ng trình trong mô hình do bao g m ít đ tr (Hossain, 2011; Watson, 1994) T k t qu thu đ c (b ng 3, ph l c 2), các tiêu chí LR, FPE, SC và HQ ng h ch n 17 đ tr cho mô hình; tiêu chí AIC ng h

ch n β0 đ tr cho mô hình Do đó, trong bài lu n này, v i mô hình VAR ho c VEC tôi s

d ng 17 đ tr đ h i quy mô hình vì trong 5 tiêu chí đ c s d ng đ l a ch n đ tr t i u trong bài lu n này, có 4 tiêu chí ng h vi c ch n 17 đ tr

3 Ki m đ nh đ ng liên k t Johansen

V i ba bi n ex, i và inf đ c xem xét trong bài, VARM hay VECM nên đ c s d ng đ

h i quy? xác đ nh câu tr l i ta c n th c hi n ki m đ nh đ ng liên k t Johansen đ ki m tra gi a ba bi n ex, i và inf trong bài có t n t i m i đ ng liên k t không

Gi thi t H 0 Giá tr th ng kê

Trace p-value

Giá tr th ng kê Max-Eigen p-value

Max-k t lu n gi a ba bi n ex, i và inf có t n t i đ ng liên k t và có đ n 2 m i đ ng liên k t (s

đ ng liên k t t i đa có đ c) Do khi ki m đ nh gi thi t H0 l n l t là “Không t n t i đ ng liên k t” và “Có 1 đ ng liên k t” gi a ex, i và inf thì giá tr p-value c a c hai giá tr th ng

kê đ c s d ng (giá tr th ng kê Trace và giá tr th ng kê Max-Eigen) đ u là 0%, ta bác b

l n l t hai gi thi t H0 v a nêu; v i gi thi t H0 “Có β đ ng liên k t” gi a ba bi n ex, i và inf, giá tr p-value thu đ c là 7,86% l n h n m c ý ngh a th ng kê 5% nên gi thi t H0 này

đ c ch p nh n V y, VECM đ c ch n s d ng đ h i quy ba bi n ex, i và inf

4 VECM

Do khi h i quy b ng VECM v i ph n m m Eviews, th t các bi n khi nh p vào nh

h ng ph n nào đ n k t qu l a ch n ph ng trình EC trong VECM, làm h n ch k t qu thu đ c t VECM Do đó, tôi ch y VECM b ng Eviews hai l n v i th t các bi n khi

nh p vào đ c thay đ i L n 1, tôi nh p l n l t bi n ex, i và inf, vì v i các lý thuy t đã đ c trình bày m c II.β trong bài lu n này, ex ch u nh h ng b i hai bi n i và inf m nh h n là

ex nh h ng đ n hai bi n này; VECM này đ c tôi g i là VECM1 trong bài đ phân bi t

v i mô hình VEC còn l i L n β, tôi nh p l n l t bi n inf, i và ex, vì theo lý thuy t đã đ

c p đ n ph n (d) m c II.β thì l m phát s b nh h ng b i lãi su t n u Ngân hàng Trung

ng ki m soát đ c lãi su t – liên h v i tr ng h pVi t Nam, lãi su t do NHNNVN n

đ nh, còn theo lý thuy t đã đ c p đ n ph n (e) m c II.β thì t giá c đ nh s gây nh

h ng, h n ch hi u qu c a chính sách ti n t thu h p nh m ki m ch l m phát – liên h t

v i tr ng h p Vi t Nam, do ba đi u không th t n t i đ ng th i trong kinh t đ c hai nhà kinh t h c Mundell và Fleming (196β, 196γ) đ xu t, Vi t Nam m c nhiên ch n tr c hai

đi u đó là “V n l u chuy n t do” và “T giá c đ nh” nên chính sách ti n t Vi t Nam

ph i ph c v m t ph n cho vi c n đ nh t giá, khó th c hi n đ c m c tiêu ki m soát l m phát, d n đ n tác đ ng c a t giá đ n l m phát

Nh v a trình bày m c IV.3, gi a ba bi n ex, i và inf t n t i hai m i đ ng liên k t Nên trong ma tr n k t qu h i quy m i mô hình VECM, hai ph ng trình EC đ c ch n h i quy

là hai ph ng trình có bi n ph thu c l n l t theo th t nh p bi n

Ph ng trình ECE 1

Ki m đ nh Th ng kê Giá tr

Chi bình ph ng p-value Jarque-Bera Th ng kê p-value

(JB)

ph ng p-value

Th ng kê Jarque-Bera (JB)

p-value

c hai ki m đ nh này, ngh a là trong ph n d c a ph ng trình ECE1 không x y ra hi n

t ng ph ng sai thay đ i và t t ng quan

b ng 3, k t qu giá tr p-value ki m đ nh JB là 0,0005% nh h n m c ý ngh a th ng

kê 5%, nên gi thi t H0 ki m đ nh này b bác b , ngh a là ph n d c a ph ng trình EC2

có d ng phân ph i chu n K t qu giá tr p-value ki m đ nh ARCH và BG l n l t là 9,6β% và 46,11% đ u l n h n m c ý ngh a th ng kê 5% nên ta ch p nh n gi thi t H0

c hai ki m đ nh này, ngh a là trong ph n d c a ph ng trình ECE2 không x y ra hi n

t ng ph ng sai thay đ i và t t ng quan

ki m đ nh nhân qu trong mô hình VECM1 v a h i quy đ c, ta th c hi n ki m

đ nh Wald l n l t t t c các h s (j=1, β, γ, …, 17) c a bi n i trong ph ng trình ECE1, v i gi thi t H0: = = = … = = 0; t t c các h s (j=1, 2,

γ, …, 17) c a bi n inf trong ph ng trình ECE1, v i gi thi t H0: = = = …

= = 0; t t c các h s (j=1, β, γ, …, 17) c a bi n ex trong ph ng trình ECE2,

v i gi thi t H0: = = = … = = 0; và t t c các h s (j=1, β, γ, …, 17) c a bi n inf trong ph ng trình ECE2, v i gi thi t H0: = = = … = = 0 ng th i xem xét ý ngh a th ng kê c a EC1 và ECβ m i ph ng trình ECE1