intTypePromotion=1

Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam: Phương pháp kiểm định đường bao ARDL

Chia sẻ: _ _ | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:10

0
21
lượt xem
1
download

Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam: Phương pháp kiểm định đường bao ARDL

Mô tả tài liệu
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Bài viết nghiên cứu này kiểm định mối quan hệ trong dài hạn và ngắn hạn giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam. Số liệu sử dụng trong nghiên cứu là chuỗi dữ liệu thời gian được thu thập theo tần suất tháng trong giai đoạn từ năm 2009 đến 2017.

Chủ đề:
Lưu

Nội dung Text: Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam: Phương pháp kiểm định đường bao ARDL

  1. Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam: Phương pháp kiểm định đường bao ARDL Trương Đông Lộc Khoa Kinh tế, Trường Đại học Cần Thơ Ngày nhận: 30/01/2020 Ngày nhận bản sửa: 10/04/2020 Ngày duyệt đăng: 17/04/2020 Nghiên cứu này kiểm định mối quan hệ trong dài hạn và ngắn hạn giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam. Số liệu sử dụng trong nghiên cứu là chuỗi dữ liệu thời gian được thu thập theo tần suất tháng trong giai đoạn từ năm 2009 đến 2017. Sử dụng phương pháp tiếp cận kiểm định đường bao phân phối trễ tự hồi quy (ARDL bounds testing approach), kết quả nghiên cứu cho thấy tồn tại mối tương quan thuận trong dài hạn giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam. Tuy nhiên, mối quan hệ này không phải là một- một như khẳng định của Hiệu ứng Fisher. Ngoài ra, nghiên cứu này còn tìm thấy mối quan hệ trong ngắn hạn giữa lãi suất và lạm phát. Cụ thể là, trong ngắn hạn khi lạm phát tăng 1,0% thì lãi suất danh nghĩa sẽ được điều chỉnh tăng 0,4%. Từ khóa: ARDL, lãi suất, lạm phát, Việt Nam. The relationship between interest rate and inflation in Vietnam: An ARDL bound testing approach Abstract: This study is aimed at testing the long-term and short-term relationship between interest rate and inflation in Vietnam. Data used in the study are monthly series of selected indicators during the period from 2009 to 2017. Using ARDL bounds testing approach, the results show the presence of long-term positive relationship between interest rate and inflation in Vietnam. However, this relationahip is not one-to-one as postulation of Fisher efffect. In addition, this study finds the short- term relationship between interest rate and inflation. Specifically, in the short-term, 1% increase in inflation leads to 0.4% increase in nominal interest rate. Keywords: ARDL, inflation, interest rate, Vietnam. Loc Dong Truong Email: tdloc@ctu.edu.vn College of Economics, Can Tho University Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng © Học viện Ngân hàng Số 220- Tháng 9. 2020 28 ISSN 1859 - 011X
  2. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC 1. Giới thiệu là tìm kiếm các bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát Lãi suất và lạm phát là hai vấn đề thường ở Việt Nam. Ngoài ra, kết quả của nghiên được chính phủ các nước đặc biệt quan tâm cứu này còn là bằng chứng khoa học có giá trong điều hành kinh tế vĩ mô bởi vì nó có trị giúp cho Ngân hàng Nhà nước Việt Nam những tác động nhất định đến nền kinh tế. (NHNN) có những chính sách điều hành lãi Lãi suất là một công cụ thường được ngân suất hợp lý nhằm hỗ trợ cho sự phát triển hàng trung ương sử dụng để thực hiện kinh tế của nước ta trong thời gian tới. Phần chính sách tiền tệ nhằm đạt được các mục còn lại của bài viết được cấu trúc như sau: tiêu kinh tế vĩ mô và nó có thể ảnh hưởng Mục 2 trình bày cơ sở lý thuyết và các bằng đến lạm phát ở mỗi quốc gia. Mối quan hệ chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa lãi giữa lãi suất và lạm phát là chủ đề nhận suất và lạm phát; Mục 3 mô tả số liệu được được sự quan tâm của nhiều nhà nghiên sử dụng và phương pháp nghiên cứu; Mục cứu trong nhiều thập niên qua. Về mặt lý 4 tóm tắt các kết quả nghiên cứu; và cuối thuyết, mối quan hệ giữa lãi suất và lạm cùng, kết luận của bài viết được trình bày phát đã được xác nhận đầu tiên bởi Fisher ở Mục 5. (1930) và thường được gọi là Hiệu ứng Fisher. Cụ thể là, Hiệu ứng Fisher cho rằng 2. Cơ sở lý thuyết và các bằng chứng khi lạm phát kỳ vọng tăng thì lãi suất danh thực nghiệm về mối quan hệ giữa lãi suất nghĩa sẽ được điều chỉnh tăng để đảm bảo và lạm phát rằng lãi suất thực, được đo lường bằng lãi suất danh nghĩa trừ đi lạm phát, là không Về mặt kinh tế học, mối quan hệ giữa lãi đổi. Nói một cách khác, trong dài hạn, lãi suất và lạm phát có thể được giải thích suất danh nghĩa có mối tương quan thuận bằng Hiệu ứng Fisher (Fisher effect). Hiệu với lạm phát kỳ vọng. ứng Fisher là lý thuyết kinh tế được đề xuất bởi Fisher (1930) dựa trên giả định thị Về mặt thực nghiệm, sự phù hợp của Hiệu trường vốn là hoàn hảo và các dòng vốn ứng Fisher đã được kiểm định ở nhiều quốc có thể dịch chuyển tự do. Hiệu ứng Fisher gia trên thế giới. Các nghiên cứu ở các cho rằng lãi suất thực, được đo lường bằng nước phát triển phần lớn đều đi đến kết luận chênh lệch giữa lãi suất danh nghĩa và lạm rằng Hiệu ứng Fisher là phù hợp (Mishkin, phát, ở các nước sẽ tiến về mức cân bằng. 1992; Evans và Lewis, 1995; Crowder và Nói một cách khác, trong dài hạn, lãi suất Hoffman, 1996; Atkins và Coe, 2002). Tuy danh nghĩa có mối tương quan thuận với nhiên, ở các nước đang phát triển, kết quả lạm phát kỳ vọng. của các nghiên cứu vẫn chưa thật sự thống nhất với nhau. Một số nghiên cứu đã tìm Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát là thấy mối tương quan thuận trong dài hạn chủ đề thu hút sự quan tâm của nhiều nhà giữa lãi suất và lạm phát (Thornton, 1996; nghiên cứu trong suốt những thập niên qua. Maghyereh và Al-Zoubi, 2006; Ayub và Nhiều nghiên cứu đã tìm thấy mối tương cộng sự, 2014), trong khi đó một số nghiên quan thuận giữa lãi suất và lạm phát ở cứu khác lại không tìm thấy mối tương các nước phát triển. Mishkin (1992) xem quan giữa hai biến số này ở một số quốc xét mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát gia (Nusair, 2008; Ahmad, 2010; Payne và ở Mỹ trong giai đoạn 1953- 1990. Nghiên Ewing, 1997). Mục tiêu của nghiên cứu này cứu này không tìm thấy sự tồn tại mối quan Số 220- Tháng 9. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 29
  3. Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam: Phương pháp kiểm định đường bao ARDL hệ trong ngắn hạn, nhưng lại tìm thấy mối Zoubi (2006) nghiên cứu mối quan hệ dài quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất và lạm hạn giữa lãi suất và lạm phát ở nước đang phát, phù hợp với Hiệu ứng Fisher. Dựa phát triển (Argentina, Brazil, Malaysia, trên các kết quả nghiên cứu, tác giả đã kết Mexico, Korea và Turkey). Kết quả nghiên luận rằng Hiệu ứng Fisher chỉ tồn tại trong cứu cũng cho thấy tồn tại mối tương quan mẫu nghiên cứu với lãi suất và lạm phát thuận trong hệ dài hạn giữa lãi suất và lạm thay đổi theo xu hướng. Tương tự, Evans phát. Đặc biệt là, nghiên cứu này đã chỉ ra và Lewis (1995) kiểm định Hiệu ứng rằng lãi suất danh nghĩa gần như thay đổi Fisher ở Mỹ trong giai đoạn 1947- 1987. cùng độ lớn với sự thay đổi của lạm phát, Nghiên cứu này cũng đi đến kết luận rằng thể hiện ở hệ số hồi quy trong mô hình tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi ước lượng gần bằng 1 cho phần lớn các suất và lạm phát với tương quan một- một quốc gia trong mẫu nghiên cứu. Ở khu vực (1% thay đổi lạm phát dẫn đến 1% thay đổi Châu Á, Nusair (2008) kiểm định sự phù lãi suất danh nghĩa như Hiệu ứng Fisher). hợp của Hiệu ứng Fisher ở Indonesia, Hàn Cũng ở nước Mỹ, Crowder và Hoffman Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore (1996) kiểm định giả thuyết về mối quan và Thailand trong giai đoạn 1978- 2005. hệ dài hạn giữa lãi suất danh nghĩa ngắn Sử dụng phương pháp kiểm định đồng hạn và lạm phát. Các tác giả đã tìm thấy liên kết được phát triển bởi Gregory and mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất và Hansen (1996), kết quả nghiên cứu cho lạm phát theo hướng lạm phát ảnh hưởng thấy tồn tại Hiệu ứng Fisher trong trường đến lãi suất. Kết quả nghiên cứu này hàm hợp của Hàn Quốc, Malaysia, Singapore và ý rằng lạm phát chứa đựng thông tin để có Thailand. Bên cạnh đó, Ahmad (2010) đo thể dự báo lãi suất danh nghĩa trong tương lường mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát lai. Booth và Ciner (2001) xem xét mối ở các nước Nam Á (Ấn Độ, Bangladesh, quan hệ giữa lãi suất của đồng Euro và lạm Pakistan, Sri Lanka, Kuwait and Saudi phát ở 9 nước thuộc Châu Âu và Mỹ. Kết Arabia). Dựa vào kết quả kiểm định đường quả nghiên cứu cho thấy tồn tại mối quan bao ARDL, tác giả đã kết luận rằng tồn hệ đồng liên kết giữa lãi suất và lạm phát ở tại mối tương quan thuận giữa lãi suất và tất cả các nước, trừ Pháp. Hiệu ứng Fisher lạm phát ở Ấn Độ, Pakistan, Kuwait, Saudi còn được tìm thấy ở Mỹ và Canada trong Arabia và Sri Lanka nhưng lại không tìm nghiên cứu của Atkins và Coe (2002). thấy mối tương quan giữa hai biến số này ở Bangladesh. Trong một nghiên cứu gần Trong những năm gần đây, mối quan hệ giữa đây, Ayub và cộng sự (2014) đo lường mối lãi suất và lạm phát ở các nước đang phát quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất và lạm triển cũng được nhiều nhà nghiên cứu quan phát ở Pakistan trong giai đoạn 1973- 2010. tâm. Thornton (1996) kiểm định sự phù Sử dụng phương pháp kiểm định đồng tích hợp của Hiệu ứng Fisher trong trường hợp hợp Johansen và Engle-Granger, nhóm của Mexico giai đoạn 1978- 1994. Sử dụng nghiên cứu đã chỉ ra rằng tồn tại mối quan kiểm định đồng liên kết được phát triển bởi hệ cân bằng trong dài hạn giữa lãi suất danh Engle và Granger (1987), nghiên cứu này nghĩa và lạm phát ở Pakistan. đã đi đến kết luận rằng Hiệu ứng Fisher là phù hợp. Cụ thể là, lãi suất phản ứng hoàn Tóm tại, phần lớn các nghiên cứu thực toàn trước các sốc về lạm phát trong thời nghiệm ở cả các nước phát triển và đang gian 12 tháng. Tương tự, Maghyereh và Al- phát triển đều đi đến kết luận rằng tồn tại 30 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 9. 2020
  4. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC mối tương quan thuận trong dài hạn giữa này là dữ liệu thời gian nên để lựa chọn lãi suất và lạm phát. Tuy nhiên, nhiều mô hình nghiên cứu phù hợp, trước tiên các nghiên cứu lại không tìm thấy mối tương chuỗi dữ liệu sẽ được kiểm định tính dừng quan một- một như khẳng định của Fisher (stationary). Để kiểm tra tính dừng của các (1930). Trên cơ sở lý thuyết và các bằng biến số thời gian, các nhà nghiên cứu đã chứng thực nghiệm được lược khảo ở trên, đề xuất nhiều phương pháp kiểm định khác giả thuyết nghiên cứu sau được đề xuất: nhau, chẳng hạn như: Kiểm định Dickey- Tồn tại mối tương quan thuận trong dài Fuller (DF), kiểm định Augmented Dickey hạn giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam. Fuller (ADF) và kiểm định Phillips- Person Giả thuyết này sẽ được kiểm định bằng các (PP). Trong nghiên cứu này, kiểm định phương pháp phù hợp và được trình bày ở ADF được sử dụng để kiểm định tính dừng các nội dung tiếp theo. của chuỗi dữ liệu lãi suất và lạm phát. Phương trình của kiểm định ADF có dạng 3. Số liệu sử dụng và mô hình nghiên cứu như sau: k 3.1. Số liệu sử dụng êyt = α0 + βyt-1+ ∑ φ ∆y j =1 j t− j + εt (2) k Số liệu sử dụng trong nghiên cứu này bao êyt = α0 +δt + βyt-1+ ∑ φ ∆y j t− j + εt gồm chuỗi số liệu theo thời gian của lãi (3) j =1 suất và lạm phát ở Việt Nam theo tần suất tháng trong giai đoạn từ năm 2009 đến Mô hình (3) khác với mô hình (2) là có 2017. Lạm phát được tính dựa trên mức thêm biến xu hướng về thời gian δt. Các tăng/giảm chỉ số giá tiêu dùng (CPI) hàng ký hiệu trong mô hình (2) và (3) được giải tháng, trong khi lãi suất được sử dụng là lãi thích như sau: suất/năm được thu thập vào cuối mỗi tháng từ website của NHNN. ê = yt - yt-1 3.2. Mô hình nghiên cứu Yt: chuỗi số liệu theo thời gian đang xem xét Để nghiên cứu mối quan hệ giữa lãi suất và k: chiều dài độ trễ (lag time) lạm phát ở Việt Nam, nghiên cứu này sử dụng mô hình ước lượng tổng quát đã được εt: nhiễu trắng sử dụng bởi Ahmad (2010), cụ thể như sau: Vì kết quả của kiểm định ADF rất nhạy cảm LSt = βo + β1INFt +ut (1) với sự lựa chọn chiều dài độ trễ (k) nên tiêu chuẩn thông tin được phát triển bởi Akaike Trong đó: (Akaike Information Criterion - AIC) được sử dụng để chọn lựa k tối ưu cho phương LSt là lãi suất của VND ở tháng t (%/năm); trình hồi quy ADF (giá trị k được lựa chọn sao cho AIC nhỏ nhất). Giả thuyết H0 trong INFt: Lạm phát ở Việt Nam được đo lường kiểm định ADF là tồn tại một nghiệm đơn vị bằng chỉ số giá tiêu dùng ở tháng t (%). (β = 0). Trong kiểm định ADF, giá trị kiểm định ADF không theo phân phối chuẩn, vì Do dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu vậy giá trị tới hạn được dựa trên bảng giá Số 220- Tháng 9. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 31
  5. Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam: Phương pháp kiểm định đường bao ARDL trị tính sẵn của Mackinnon (1991). 2 biến số nghiên cứu thì mối quan hệ dài hạn giữa 2 biến số này sẽ được ước lượng Trên cơ sở kết quả kiểm định ADF (sẽ được với các phương trình như sau: trình bày ở phần sau), mô hình kiểm định đường bao phân phối trễ tự hồi quy (ARDL LSt = α + δ INFt + ε t (5) - Autoregressive distributed lag bound testing approach) do Pesaran và cộng sự Lưu ý là mô hình (5) được rút ra từ mô hình (2001) phát triển được sử dụng trong nghiên (4) bởi vì nếu tồn tại mối quan hệ trong dài cứu này để ước lượng mối quan hệ trong hạn thì ΔLSt = 0, ΔINFt = 0. Khi đó, hệ số dài hạn và ngắn hạn giữa lãi suất và lạm hồi quy thể hiện mối quan hệ trong dài hạn phát. Mô hình này được xem là có nhiều giữa lãi suất và lạm phát (δ) là −λ0 / λ1 . ưu điểm hơn so với các phương pháp ước lượng đồng liên kết (cointegration) khác. Ngoài ra, để ước lượng mối quan hệ trong Cụ thể là, mô hình kiểm định đường bao ngắn hạn giữa lãi suất và lạm phát, mô hình ARDL không yêu cầu các biến số trong mô hiệu chỉnh sai số (error correction model - hình phải có tính dừng hoặc có cùng bậc ECM) được sử dụng. Mô hình này có dạng liên kết. Thay vào đó, mô hình kiểm định như sau: đường bao ARDL chỉ yêu cầu các biến số p q có bậc liên kết nhỏ hơn 2 [I(0) hoặc I(1)]. ∆LSt =α + ∑ βi ∆LSt −i + ∑ β j ∆INFt − j + δ ECM t −1 + ε t Thêm vào đó, về mặt p thống kê,q mô hình =i 1 =j 0 kiểm định =α + ∑bao ∆LSt đường LSt −i + ∑ βi ∆ARDL được xemt − j + δ ECM t −1 + ε t β j ∆INF (6) là có ý nghĩa hơn trong việc xác định mối = i 1 = j 0 quan hệ đồng liên kết đối với mẫu nghiên Trong đó, ECMt-1  = LSt-1  - α  - δINFt-1  và cứu nhỏ. Ngoài ra, khác với các phương được ước lượng từ mô hình (5). pháp ước lượng đồng liên kết khác, mô hình kiểm định đường bao ARDL không Ngoài ra, để đảm bảo độ tin cậy cho các yêu cầu các biến được sử dụng trong mô kết quả nghiên cứu, một số kiểm định chẩn hình phải có cùng độ trễ. Mô hình kiểm đoán còn được sử dụng trong nghiên cứu định đường bao ARDL được sử dụng trong này. Các kiểm định này bao gồm: kiểm nghiên cứu này có dạng như sau: định phương sai sai số thay đổi, kiểm định p q tự tương quan, kiểm định tính ổn định của ∆LSt =α + ∑ βi ∆TSt −i + ∑ β j ∆INFt − j + λ0 LSt −1mối + λ1quan INFt −hệ ε t liên kết trong dài hạn. 1 + đồng =i 1 =j 0 q (4) 4. Kết quả nghiên cứu + ∑ β j ∆INFt − j + λ0 LSt −1 + λ1 INFt −1 + ε t j 0 Kiểm định đồng liên kết được thực hiện 4.1. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị bằng việc sử dụng giá trị thống kê F với giả thuyết H0 là λ=0 λ= 1 0 . Nếu giá trị thống Như đã trình bày ở trên, trước khi áp dụng kê F lớn hơn giá trị tới hạn (critical value) mô hình kiểm định đường bao ARDL, thì giả thuyế H0 bị bác bỏ, điều đó có nghĩa kiểm định nghiệm đơn vị phải được thực là tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa 2 hiện như là một điều kiện bắt buộc nhằm biến nghiên cứu. để kiểm tra mức độ liên kết của các chuỗi số liệu quan sát. Kết quả kiểm định nghiệm Nếu tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa đơn vị ADF có và không có xu hướng về 32 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 9. 2020
  6. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC Bảng 1. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF kiểm định sự tồn tại mối quan hệ Không có xu Có xu hướng dài hạn của các biến số nghiên Chuỗi số liệu hướng thời gian thời gian cứu. Như đã trình bày ở phần LS (lãi suất) phương pháp nghiên cứu, nghiên Dữ liệu gốc (k=0) -1,24 -2,33 cứu này sử dụng kiểm định đường Sai phân bậc 1 (k=0) -9,90* -9,88* bao được phát triển bởi Pesaran và cộng sự (2001) để kiểm định mối INF (lạm phát) quan hệ trong dài hạn của lãi suất Dữ liệu gốc (k=0) -4,34* -4,91* và lạm phát ở Việt Nam. Kết quả *: Có ý nghĩa thống kê ở mức 1% kiểm định đường bao được trình Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng phần mềm Eviews 9 bày ở Bảng 2. thời gian được trình bày ở Bảng 1. Kết quả kiểm định đường bao cho thấy giá trị thống kê F (4,86) của mô hình lớn hơn Kết quả kiểm định ADF cho thấy giả thuyết giá trị tới hạn trên của kiểm định đường H0 về tính không dừng (non-stationary) của bao ở mức ý nghĩa 10% (4,78). Vì vậy, có biến LS không thể bị bác bỏ bởi vì giá trị thể kết luận rằng tồn tại mối quan hệ đồng kiểm định của nó nhỏ hơn giá trị tới hạn liên kết hay mối quan hệ trong dài hạn giữa tương ứng. Tuy nhiên, khi lấy sai phân bậc biến lãi suất và lạm phát. Trên cơ sở kết 1, giả thuyết H0 về tính không dừng của quả kiểm định này, mối quan hệ trong dài biến này lại bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. hạn và ngắn hạn giữa lãi suất và lạm phát sẽ Ngoài ra, kết quả kiểm định ADF còn cho được ước lượng và kết quả được trình bày thấy giả thuyết về tính không dừng của biến ở phần tiếp theo. INF bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Như vậy, biến LS có mức liên kết bậc 1, I(1), trong 4.3. Ước lượng mối quan hệ dài hạn và khi đó biến INF có mức liên kết bậc 0, I(0). ngắn hạn của mô hình ARDL Kết quả này cho phép tác giả kết luận rằng các biến nghiên cứu thoả mãn điều kiện của Kết quả ước lượng được trình bày ở Bảng mô hình kiểm định đường bao ARDL. 3 cho thấy, tồn tại mối quan hệ thuận trong dài hạn giữa lạm phát và lãi suất ở Việt 4.2. Kết quả kiểm định đồng liên kết Nam. Cụ thể là, khi lạm phát bình quân/ tháng tăng 1% thì lãi suất danh nghĩa sẽ tăng Mục đích của kiểm định đồng liên kết là 0,52%/tháng (tương đương 6,2%/năm). Về Bảng 2. Kết quả kiểm định đường bao (bound test) Biến phụ thuộc Độ trễ tối ưu (AIC) Giá trị F Kết luận LS 1 4,86*** Đồng liên kết Giá trị tới hạn dưới, I(0), của kiểm định bao ở mức ý 4,04 nghĩa 10% Giá trị tới hạn trên, I(1), của kiểm định bao ở mức ý 4,78 nghĩa 10% Ghi chú: ***: Có ý nghĩa thống kê ở mức 10% Giá trị tới hạn của kiểm định đường bao được xác định theo Pesaran và cộng sự (2001) Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng phần mềm Eviews 9 Số 220- Tháng 9. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 33
  7. Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam: Phương pháp kiểm định đường bao ARDL Bảng 3. Kết quả ước lượng mối quan hệ do chính sách lãi suất của NHNN bị ràng dài hạn của mô hình ARDL buộc bởi nhiều mục tiêu và các giả định của Biến số Hệ số hồi quy Giá trị thống kê t Hiệu ứng Fisher không được đáp ứng đầy Hằng số 2,938 1,64 đủ trong điều kiện ở Việt Nam. INF 6,215 2,76* Ngoài việc ước lượng mối quan hệ dài hạn, *: Có ý nghĩa thống kê ở mức 1% mô hình kiểm định đường bao ARDL còn Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng phần mềm cho phép ước lượng mối quan hệ trong ngắn Eviews 9 hạn giữa các biến số. Kết quả ước lượng mối quan hệ trong ngắn hạn giữa lãi suất Bảng 4: Kết quả ước lượng mối quan hệ và lạm phát được trình bày ở Bảng 4 cho trong ngắn hạn của mô hình ARDL thấy trong ngắn hạn, lạm phát cũng có mối Biến số Hệ số hồi Giá trị thống kê t tương quan thuận với lãi suất. Cụ thể là, quy khi lạm phát tăng 1,0% thì lãi suất sẽ được 0,140 1,60 điều chỉnh tăng 0,4%. Mối tương quan này ΔLS(-1) cũng có ý nghĩa thông kê ở mức 1%. Ngoài ΔINF 0,405 2,82* ra, hệ số hồi quy của biến hiệu chỉnh sai số -0,065 -2,60** (ECM) có giá trị -0,065 và có ý nghĩa thống ECM(-1) kê ở mức 5% là hoàn toàn phù hợp với mô *,**: Có ý nghĩa thống kê tương ứng ở mức 1% và 5% hình ARDL (hệ số ECM mang dấu âm và Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng phần mềm trị tuyệt đối của nó phải nhỏ hơn 1). Kết Eviews 9 quả này cho thấy tồn tại mối quan hệ trong ngắn hạn giữa lạm phát và lãi suất. Cụ thể mặt thống kê, mối quan hệ này có ý nghĩa là, sự thay đổi về lạm phát ảnh hưởng đến ở mức 1%. Mối tương quan thuận giữa lãi lãi suất được điều chỉnh giảm 6,5% ở tháng suất và lạm phát trong dài hạn được phát tiếp theo để đạt được sự cân bằng trong dài hiện trong nghiên cứu này hoàn toàn phù hạn. Kết quả nghiên cứu này hàm ý rằng hợp với lý thuyết hiệu ứng Fisher bởi vì khi tốc độ điều chỉnh trong ngắn hạn của lãi lạm phát tăng thì lãi suất danh nghĩa cũng suất trước sự thay đổi của lạm phát để đạt tăng theo để đảm bảo lãi suất thực là không sự cân bằng trong dài hạn là khá thấp. đổi. Cũng như nhiều nghiên cứu khác, mặc dù nghiên cứu này tìm thấy mối tương quan Ngoài ra, để xác nhận tính hiệu lực và độ thuận trong dài hạn giữa lãi suất và lạm tin cậy của các kết quả ước lượng ở trên, phát nhưng mối quan hệ này không phải các kiểm định chẩn đoán được thực hiện ở là một- một như Hiệu ứng Fisher đã tuyên bước tiếp theo. Kết quả kiểm định phương bố. Hiệu ứng Fisher không hoàn toàn phù sai sai số thay đổi và kiểm định tự tương hợp đối với trường hợp Việt Nam có thể là quan được trình bày ở Bảng 5. Các kết Bảng 5. Kết quả kiểm định tự tương quan và phương sai sai số thay đổi Loại kiểm định Giá trị thống kê F Mức ý nghĩa Kiểm định tự tương quan (Breusch-Godfrey) 0,191 0,943 Kiểm định phương sai sai số thay đổi (ARCH) 0,111 0,740 Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng phần mềm Eviews 9 34 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 9. 2020
  8. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC Hình 1. Kiểm định tổng tích lũy của phần dư (CUSUM) 30 20 10 0 -10 -20 -30 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 CUSUM 5% Significance Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng phần mềm Eviews 9 Hình 2. Kiểm định bình phương tổng tích lũy của phần dư (CUSUMSQ) 1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 CUSUM of Squares 5% Significance Nguồn: Kết quả xử lý số liệu bằng phần mềm Eviews 9 quả kiểm định cho thấy không tồn tại hiện thay đổi trong mô hình nghiên cứu. tượng tự tương quan và phương sai sai số Số 220- Tháng 9. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 35
  9. Mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở Việt Nam: Phương pháp kiểm định đường bao ARDL Để kiểm tra tính ổn định trong dài hạn của Kết quả của nghiên cứu này phù hợp với mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát, kiểm thực tế ở Việt Nam trong những năm gần định tổng tích lũy của phần dư (cumulative đây khi mà lạm phát được kiềm chế ở mức sum of recursive residuals- CUSUM) và thấp nhưng lãi suất danh nghĩa vẫn được kiểm định bình phương tổng tích lũy của duy trì ổn định ở mức tương đối cao. Điều phần dư (cumulative sum of square of này có nghĩa là lãi suất thực ở Việt Nam recursive residuals- CUSUMSQ) tiếp tục trong những năm gần đây có xu hướng được thực hiện. Kết quả của các kiểm định tăng. Trong điều kiện nợ vay của doanh được trình bày ở Hình 1 và Hình 2 cho thấy nghiệp đang ở mức khá cao như hiện nay mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất và thì việc gia tăng lãi suất sẽ ảnh hưởng rất lạm phát là tương đối ổn định. Cụ thể là, lớn đến khả năng trả nợ của doanh nghiệp, đồ thị của CUSUM nằm trong đường bao khi đó nợ xấu của hệ thống ngân hàng sẽ ở mức ý nghĩa 5%. Tuy nhiên, đồ thị của gia tăng. Bên cạnh đó, việc duy trì lãi suất CUSUMSQ hơi bị lệch ra khỏi đường bao thực ở mức cao sẽ kìm hãm sự tăng trưởng dưới ở mức nghĩa 5%. của nền kinh tế. Vì vậy, NHNN nên sử dụng những công cụ phù hợp để điều chỉnh 5. Kết luận giảm lãi suất danh nghĩa ở một mức hợp lý nhằm kích thích tăng trưởng kinh tế và tạo Nghiên cứu này đã góp phần làm sáng điều kiện cho các doanh nghiệp phát triển. tỏ thêm mối quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở các nước đang phát triển thông qua Mặc dù đã tìm được một vài bằng chứng trường hợp điển hình ở Việt Nam. Sử dụng thực nghiệm có ý nghĩa khoa học về mối mô hình kiểm định đường bao ARDL, các quan hệ giữa lãi suất và lạm phát ở Việt bằng chứng thực nghiệm cho thấy tồn tại Nam, nghiên cứu này vẫn còn một số hạn mối quan hệ trong dài hạn giữa lãi suất và chế nhất định. Trước tiên, nghiên cứu này lạm phát ở Việt Nam. Cụ thể là, khi lạm chỉ tập trung xem xét mối quan hệ trong phát tăng 1% thì lãi suất danh nghĩa sẽ được ngắn hạn và dài hạn giữa lãi suất và lạm điều chỉnh tăng 6,2%. Trong ngắn hạn, kết phát mà chưa quân tâm đến các nhân tố quả ước lượng từ mô hình hiệu chỉnh sai số khác có thể ảnh hưởng đến lãi suất. Thứ cho thấy khi lạm phát tăng 1,0% thì lãi suất hai, có thể tồn tại các khác biệt trong điều sẽ được điều chỉnh tăng 0,4%. Tuy nhiên, hành chính sách vĩ mô của Nhà nước trong tốc độ điều chỉnh trong ngắn hạn của lãi từng giai đoạn trong mẫu nghiên cứu của suất trước sự thay đổi của lạm phát để đạt đề tài nhưng chưa được ghi nhận giải quyết sự cân bằng trong dài hạn là khá thấp. trong bài viết. Các hạn chế này có thể là chủ đề hấp dẫn cho các nghiên cứu tiếp theo ■ Tài liệu tham khảo 1. Ahmad, S., 2010. The long‐run Fisher effect in developing economies. Studies in Economics and Finance, 27(4), 268-275. 2. Atkins, F.J. và Coe, P.J., 2002. An ARDL bounds test of the longs run Fisher effect in the United States and Canada. Journal of Macroeconomics, 24, 255–266. 3. Ayub, G., Rehman, N.U., Iqbal, M., Zaman, Q. và Atif, M., 2014. Relationship between Inflation and Interest Rate: Evidence from Pakistan. Research Journal of Recent Sciences, 3(4), 51-55. 4. Booth, G. G. và Ciner, C., 2001. The relationship between nominal interest rates and inflation: international evidence. Journal of Multinational Financial Management, 11, 269-280. 36 Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng- Số 220- Tháng 9. 2020
  10. TRƯƠNG ĐÔNG LỘC 5. Crowder, W.J. và Hoffman, D.L., 1996. The long-run relationship between nominal interest rates and inflation: the Fisher equation revisited. Journal of Money, Credit and Banking, 28(1), 102-118. 6. Evans, M. and Lewis, K., 1995. Do expected shifts in inflation affect estimates of the long-run Fisher relations? Journal of Finance, 50, 225-253. 7. Engle, R. F. và Granger, C. W. J., 1987. Granger co-integration and error correction: representation, estimation, and testing. Econometrica, 55(2), 251-276. 8. Fisher, I., 1930. The theory of interest, as determined by impatience to spend income and opportunity to invest it. NewYork: Macmillan. 9. Gregory, A. W. và Hansen, B. E., 1996. Residual-based tests for cointegration in models with regime shifts. Journal of Econometrics, 70, 99–126. 10. Maghyereh, A. và Al-Zoubi, H., 2006. Does fisher effect apply in developing countries: Evidence from a nonlinear cotrending test applied to Argentina, Brazil, Malysia, Mexico, Korea and Turkey. Applied Econometrics and International Development, 6(2), 31-46. 11. 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(2), 195-215. 12. Nusair, S. A., 2008. Testing for the Fisher hypothesis under regime shifts: an application to Asian countries. International Economic Journal, 22(2), 273-284. 13. Payne, J. E. và Ewing, B. T., 1997. Evidence from lesser developed countries on the Fisher hypothesis: a cointegration analysis. Applied Economic Letters, 4, 683-687. 14. Pesaran, M. H., Shin, Y. và Smith, R. J., 2001. Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics , 16(3), 289-326. 15. Thornton, J., 1996. The adjustment of nominal interest rates in Mexico: A study of the Fisher effect. Applied Economics Letters, 3, 255-257. tiếp theo trang 80 Từ kết quả trên cũng cho thấy một số hạn chế của nghiên cứu. Đây là nghiên cứu khám phá với bối cạnh tại TP. HCM cũng như hạn chế về kinh phí nên qui mô mẫu bị hạn chế, do đó nhóm tác giả chưa đưa ra được tất cả các nhân tố ảnh hưởng đến hoạt động xuất khẩu hàng hóa, bên cạnh đó các nhân tố chỉ được phân tích độc lập mà chưa đánh giá đươc sự tác động tương quan trong nghiên cứu. Ngoài ra, các giải pháp được đưa ra mới chỉ dừng lại ở khía cạnh nâng cao năng lực cạnh tranh của các DN xuất nhập khẩu chứ chưa đưa ra được các giải pháp cụ thể giúp nâng cao giá trị xuất khẩu tại TP. HCM. Nhóm tác giả hi vọng một số hạn chế này sẽ được khắc phục ở những nghiên cứu tiếp theo ■ Số 220- Tháng 9. 2020- Tạp chí Khoa học & Đào tạo Ngân hàng 37
ADSENSE
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2