Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam

TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ
HỒ CHÍ MINH
KHOA KINH TẾ PHÁT TRIỂN

BÀI LUẬN TỐT NGHIỆP
MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT, LÃI SUẤT, TỶ GIÁ
TRƢỜNG HỢP NGHIÊN CỨU TẠI VIỆT NAM

Giảng viên hƣớng dẫn đề tài: Th.S. Trƣơng Quang Hùng
Thực hiện đề tài : Nguyễn Chung Hồng Nam
Ngành: Kinh Tế Học

Khóa: 34

***THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH – 2012***
1


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam

LỜI CẢM ƠN
Tôi xin trân trọng gửi lời cảm ơn chân thành của tôi đến thầy Trường Quang Hùng (Khoa Kinh tế
phát triển – Đại học Kinh tế Tp.HCM) đã tận tình hướng dẫn tôi trong suốt quá trình thực hiện đề
tài cho đến lúc hoàn thành bài luận này.
Tôi xin trân trọng gửi lời cảm ơn chân thành của tôi đến chị Nguyễn Trúc Vân (Viện nghiên cứu
kinh tế Tp.HCM) đã tận tình giúp đỡ tôi trong suốt thời gian thực tập và thực hiện bài luận này.
Tôi xin trân trọng gửi lời cảm ơn chân thành của tôi đến các thầy: Nguyễn Hoàng Bảo, Lê Văn
Chơn (Khoa Kinh tế phát triển – Đại học Kinh tế Tp.HCM) đã tận tình hỗ trợ và giải đáp những
thắc mắc của tôi trong quá trình xử lý số liệu và thực hiện mô hình hồi quy.


Tổng quan tài liệu và Cơ sở lý thuyết ......................................................8
Các khái niệm .......................................................................................................... 8

1.
a.

Lạm phát ........................................................................................................................ 8

b.

Lãi suất ........................................................................................................................... 8

c.

Tỷ giá .............................................................................................................................. 8

Lý thuyết liên quan ................................................................................................. 9

2.
a.

Điều kiện ngang bằng lãi suất danh nghĩa (IRP) ....................................................... 9

b.

Lý thuyết Ngang bằng sức mua (PPP) ...................................................................... 10

c.


Mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá ............................................................................ 15

Phƣơng pháp nghiên cứu......................................................................15
2


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
1. Giả thiết nghiên cứu ............................................................................................. 15
Mô tả và phân tích dữ liệu ................................................................................... 15

2.
a.

Mô tả dữ liệu ................................................................................................................ 15

b.

Phân tích dữ liệu .......................................................................................................... 16

Mô hình nghiên cứu .............................................................................................. 16

3.
a.

Kiểm định nghiệm đơn vị (kiểm định Phillips-Perron) ........................................... 16

b.

Kiểm định đồng liên kết (Johansen’s Cointegration Test). ..................................... 17



a.

VECM1 ......................................................................................................................... 23

b.

VECM2 ......................................................................................................................... 25

Kết luận .....................................................................................................27

PHỤ LỤC ..........................................................................................................29
Bảng 1.a – Kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi ban đầu của biến tỷ giá..........29
Bảng 1.b – Kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi ban đầu của biến lãi suất ......29
Bảng 1.c – Kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi ban đầu của biến lạm phát ....29
Bảng 2.a – Kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi sai phân bậc 1 của biến tỷ giá
............................................................................................................................32
Bảng 2.b – Kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi sai phân bậc 1 của biến lãi suất
............................................................................................................................32
3


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam

Bảng 2.c – Kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi sai phân bậc 1 của biến lạm
phát ....................................................................................................................32
Bảng 3 – Xác định độ trễ tối ƣu bằng các tiêu chí LR, FPE, AIC, SC, HQ
............................................................................................................................33
Bảng 4.a – Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen ................................34
Bảng 4.b – Hai phƣơng trình thể hiện 2 mối đồng liên kết ..........................34

Bảng 14.a – Kết quả kiểm định Wald tất cả các hệ số ƣớc lƣợng của biến i
trong phƣơng trình EC1 ..................................................................................44
Bảng 14.b – Kết quả kiểm định Wald tất cả các hệ số ƣớc lƣợng của biến
ex trong phƣơng trình EC1 .............................................................................44
Bảng 15.a – Kết quả kiểm định phân phối chuẩn của phần dƣ của phƣơng
trình EC1 ...........................................................................................................45
Bảng 15.b – Kết quả kiểm định phƣơng sai thay đổi bằng ARCH-test
trong phần dƣ của phƣơng trình EC1 ...........................................................45
Bảng 15.c – Kết quả kiểm định tƣơng quan chuỗi bằng BG-test trong phần
dƣ của phƣơng trình EC1 ................................................................................45
Bảng 16 – Kết quả hồi quy phƣơng trình EC2 của mô hình VEC 2 ...........46
Bảng 17.a – Kết quả kiểm định Wald tất cả các hệ số của biến inf trong
phƣơng trình EC2 ............................................................................................47
Bảng 17.b – Kết quả kiểm định Wald tất cả các hệ số của biến ex trong
phƣơng trình EC2 ............................................................................................47
Bảng 18.a – Kết quả kiểm định phân phối chuẩn của phần dƣ của phƣơng
trình EC2 ...........................................................................................................48
Bảng 18.b – Kết quả kiểm định phƣơng sai thay đổi trong phần dƣ của
phƣơng trình EC2 ............................................................................................48
Bảng 18.c – Kết quả kiểm định tƣơng quan chuỗi trong phần dƣ của
phƣơng trình EC2 ............................................................................................48
TÀI LIỆU THAM KHẢO ...............................................................................49

5


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam

TÓM TẮT
Cơ chế tỷ giá Việt Nam đã và đang áp dụng trong suốt thời kỳ 1986-2010 gây ra cho Việt Nam

III.2), mong muốn đóng góp phần nào trong việc làm rõ mối quan hệ giữa lạm phát – lãi
suất – tỷ giá ở Việt Nam.

2. Mục tiêu nghiên cứu
Tìm hiểu mối quan hệ giữa ba chỉ số vĩ mô: lạm phát, lãi suất, tỷ giá ở Việt Nam trong
giai đoạn 1986-2010.
Cụ thể là lượng hóa mối quan hệ của ba chỉ số trên trong ngắn và dài hạn.

3. Câu hỏi nghiên cứu
 Có mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất ở Việt Nam trong giai đoạn 1986-2010 hay
không?
 Có mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá ở Việt Nam trong giai đoạn 1986-2010 hay
không?
 Có mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá ở Việt Nam trong giai đoạn 1986-2010 hay
không?
 Hiệu ứng Fisher có tồn tại ở Việt Nam trong giai đoạn 1986-2010 hay không?
 Lý thuyết PPP có tồn tại ở Việt Nam trong giai đoạn 1986-2010 hay không?

4. Đối tƣợng và Phạm vi nghiên cứu

7


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
Bài luận văn này tiến hành nghiên cứu dựa trên số liệu ba biến lạm phát, lãi suất và tỷ
giá ở Việt Nam trong giai đoạn 1986-2010.

5. Nội dung đề tài
Phần I này giới thiệu về đề tài, phần II sẽ nhắc lại các khái niệm và các lý thuyết có liên
quan và đề cập một số đề tài nghiên cứu có liên quan, phần III đề cập đến phương pháp

được tính như sau:
8


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
Er = E n (

)

Với Er là tỷ giá thực, En là tỷ giá danh nghĩa, Pw là mức giá chung thế giới, P là mức giá
chung của nền kinh tế nội địa. Trong Pw và P qua các thời kỳ sẽ tính đến lạm phát trong đó.
Tỷ giá thực cũng được chia thành hai loại là tỷ giá thực song phương và tỷ giá thực đa
phương. Do khi giao thương với phần còn lại trên thế giới thì một quốc gia có thể tiến
hành thương mại với nhiều quốc gia và vùng lãnh thổ khác nhau, nhưng tương ứng với
mỗi quốc gia và vùng lãnh thổ đó lại sử dụng đồng tiền (hay chuẩn tiền tệ) khác nhau.
Cách tính tỷ giá thực song phương tương tự với cách tính tỷ giá thực nêu trên với Pw lúc
này sẽ là mức giá chung của một quốc gia hay vùng lãnh thổ xác định. Còn với cách tính
tỷ giá thực đa phương thì Pw được tính bằng công thức sau:
Pw = ∑
Với j lần lượt là các quốc gia hay vùng lãnh thổ có tỷ trọng thương mại lớn nhất tính
trên tổng giá trị thương mại của toàn bộ nền kinh tế nội địa qua các thời kỳ. Thường nhằm
đảm bảo tính chính xác cao của giá trị tỷ giá thực được tính toán thì j=1,2,3,…,10. Wj là tỷ
trọng thương mại của quốc gia hay vùng lãnh thổ thứ j tính trên tổng giá trị thương mại
của nền kinh tế nội địa với j quốc gia hay vùng lãnh thổ. Pj là lạm phát của quốc gia hay
vùng lãnh thổ thứ j.

2. Lý thuyết liên quan
a. Điều kiện ngang bằng lãi suất danh nghĩa (IRP)
Lý thuyết này dựa trên cơ sở Luật một giá được J.M.Keynes công bố năm 1923 (Diebolt
& Parent, 2006). Lý thuyết này nói rằng, phần trăm chênh lệch lãi suất giữa quốc gia sở tại

thế giới, exe là tỷ giá kỳ vọng, θ là các yếu tố khác như rủi ro của quốc gia (gồm rủi ro về
xã hội, chính trị).
Qua công thức trên, ta thấy có mối quan hệ giữa lãi suất danh nghĩa và tỷ giá, nếu lãi
suất danh nghĩa của nền kinh tế nội địa khác càng nhiều so với lãi suất chung của phần còn
lại của thế giới thì áp lực lên việc thay đổi tỷ giá càng lớn, đặc biệt đối với các quốc gia áp
dụng cơ chế tỷ giá cố định mà Việt Nam là một ví dụ điển hình. Vào tháng 2/2011, Việt
Nam đã phá giá tiền đồng so với đồng dollar của Mỹ ở mức 9,3%, trong khoảng thời gian
này chêch lệch lãi suất trái phiếu chính phủ Mỹ (3,12%) và Việt Nam (12,3%) là khoảng
9,18%; sự kiện này là một bằng chứng cho tính hợp lý của lý thuyết này.

b. Lý thuyết Ngang bằng sức mua (PPP)
Lý thuyết này có nguồn gốc từ trường Salamanca vào thế kỷ 16 và được phát triển thành
lý thuyết phổ biến hiện nay bởi Gustav Cassel năm 1918. Lý thuyết nói rằng: tỷ giá sẽ thay
đổi qua thể gian và phản ánh sự khác biệt về tỷ lệ lạm phát giữa hai quốc gia hay vùng
lãnh thổ; theo cách này thì sức mua của người tiêu dùng khi chi trả cho hàng hóa nội địa sẽ
tương tự như việc họ chi trả cho hàng hóa nước ngoài (Madura, 2010).
Lý thuyết này tồn tại ở hai dạng (Madura, 2010): ngang giá sức mua tuyệt đối – còn
được xem như luật một giá, và ngang giá sức mua tương đối. Nhưng do trong giả định ban
đầu, và đồng thời cũng là điều kiện để lý thuyết đúng trên thực nghiệm, không tương đồng
với thực tại của các nền kinh tế nên lý thuyết ngang giá sức mua tuyệt đối ít được thừa
nhận trong giới học thuật trong ngắn hạn (Madura, 2010).
Lý thuyết ngang giá sức mua tương đối được thừa nhận rộng rãi hơn do các giả định của
nó gần với thực tế hơn và được giới học thuật chấp nhận: luật một giá đúng trong dài hạn,
thị trường là không hoàn hảo (Madura, 2010). Với Ph là mức giá chung của quốc gia sở
tại, Pf là mức giá chung của quốc gia hay vùng lãnh thổ xác định, St là tỷ giá giữa đồng
tiền của quốc gia sở tại với đồng tiền của quốc gia hay vùng lãnh thổ đó, infh là tỷ lệ lạm
phát của quốc gia sở tại, inff là tỷ lệ lạm phát của quốc gia hay vùng lãnh thổ đó; lúc này
phương trình thể hiện mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá được lập luận như sau:
Ban đầu, tại thời điểm t: St =
Vào thời điểm t+1: Ph1 = Ph (1 + infh)

Sau khi kết thúc một thời kỳ trong nền kinh tế, giả sử là 1 năm, nếu lạm phát là 8%, lãi
suất danh nghĩa hay lãi suất mà người sở hữu vốn cho vay vốn của họ là 10% thì lãi suất
thực hay suất sinh lợi từ dòng vốn mà người sở hữu vốn kiếm được bằng cách cho vay vốn
của họ là 2%.
Câu hỏi đặt ra lúc này là liệu rằng khi cho vay vốn của mình thì người sở hữu vốn làm
sao biết được trước được là lãi suất mà họ cho vay, tức lãi suất danh nghĩa, đảm bảo cho
họ một suất sinh lời dương, nghĩa là lớn hơn tỷ lệ lạm phát trong thời kỳ họ cho vay? Vì
trên thực tế, thời điểm họ cho vay và thời điểm họ biết chính xác được câu trả lời cho câu
hỏi vừa nêu là hơi thời điểm hoàn toàn khác nhau. Vì vậy, khi người sở hữu vốn cho vay
đồng vốn của mình, họ sẽ căn cứ vào nhưng thông tin về nền kinh tế trong quá khứ và hiện
tại họ có nhằm tiên liệu trước một cách hợp lý tỷ lệ lạm phát trong suốt thời kỳ đó và ấn
định một mức lãi suất hợp lý đối với người đi vay. Do đó, phương trình Fisher còn có thể
được trình bày, vào đầu thời kỳ cho vay, như sau:
in = ir + infe
Với infe là tỷ lệ lạm phát mà nền kinh tế kỳ vọng. Với giả định của trường phái kinh tế
học cổ điển là các chủ thể kinh tế là duy lý, vì thế mà kỳ vọng của họ là kỳ vọng hợp lý
(rational expectation) (Abel & Bernanke, 2001; Dixit & Skeath, 2004; Mankiw, 2010;
Pindyck & Rubinfield, 2009). Từ phương trình Fisher ta thấy được mối quan hệ, tác động
của lạm phát lên lãi suất và, cụ thể hơn, mối quan hệ giữa lãi suất danh nghĩa và lạm phát
danh nghĩa được gọi là hiệu ứng Fisher (Mankiw, 2010).
Hiệu ứng Fisher còn được mở rộng, xét trên mối quan hệ giữa các quốc gia với nhau,
hình thành khái niệm hiệu ứng Fisher quốc tế. Hiệu ứng Fisher quốc tế nói rằng: chệch
lệch lãi suất giữa các quốc gia có thể là kết quả của sự chênh lệch lạm phát, trong điều kiện
lãi suất thực giữa các quốc gia đang xét là không đổi (Madura, 2010).

d. Cơ chế của chính sách tiền tệ
Trường hợp 1:
11



trưởng M thì nền kinh tế cũng rơi vào tình trạng lạm phát.
Tóm tắt tác động: Tốc độ tăng trưởng  muốn kích thích tăng trưởng  chính sách
tiền tệ mở rộng  lãi suất ; cung nội tệ  dòng vốn ngoại tệ chảy ra; giá trị đồng nội
tệ  cung ngoại tệ ; đồng nội tệ mất giá so với ngoại tệ.

e. Lý thuyết Bộ ba bất khả thi
Lý thuyết này được Mundell và Fleming (1962, 1963) công bố trong bài viết thảo luận
về việc tạo ra hệ thống tài chính quốc tế ổn định (Obstfeld, Shambaugh, & Taylor, 2005).
12


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
Lý thuyết này nói rằng: trong một nền kinh tế không thể tồn tại đồng thời ba điều: vốn lưu
chuyển tự do, chính sách tiền tệ độc và cơ chế tỷ giá cố định.
Liên hệ với thực tế Việt Nam, ta dễ nhận thấy rằng Việt Nam đang áp dụng cơ chế tỷ
giá cố định, đồng thời khi tham gia vào quá trình toàn cầu hóa cùng với những cam kết khi
gia nhập vào các tổ chức thương mại quốc tế thì Việt Nam phải cho phép các luồng vốn
lưu chuyển tự do. Vì lẽ đó mà chính sách tiền tệ khó độc lập để thực hiện được mục tiêu
chính của nó là kiểm soát lạm phát, bình ổn giá (Mankiw, 2010). Trong khoảng thời gian
từ năm 2005 đến nay, CPI của Việt Nam có xu hướng tăng ở mức cao qua các năm, đỉnh
điểm là vào năm 2007 với mức khoảng 23,5% (số liệu thống kê ở trang web:
economywatch.com). Theo lý thuyết của J.M.Keynes thì Việt Nam cầns ử dụng chính sách
tiền tệ thắt chặt nhằm giải quyết vấn đề xảy ra lạm phát cao trong nền kinh tế.
Nhưng theo lý thuyết Bộ ba bất khả thi thì Việt Nam không thể thực hiện được việc đó
một cách suôn sẻ. Khi tăng lãi suất nhằm thu hút lượng nội tệ ngoài lưu thông vào hệ
thống ngân hàng nhằm giảm cung nội tệ trong nước thì đồng thời, do lãi suất tăng cao
tương đối so với phần còn lại của thế giới, dòng vốn bên ngoài có xu hướng chảy vào Việt
Nam dẫn đến tình trạng cung ngoại tệ gia tăng trong nền kinh tế. Khi này, đồng thời, giá trị
ngoại tệ giảm trong điều kiện cầu ngoại tệ không đổi, giá trị nội tệ tăng trong điều kiện cầu
nội tệ không đổi làm cho đồng nội tệ có xu hướng lên giá so với ngoại tệ. Nhưng do Việt

hệ dài hạn thì lãi suất ảnh hưởng đến lạm phát, lạm phát ảnh hưởng đến tỷ giá.
Utmi và Inanga (2009) sử dụng mô hình hồi quy OLS để kiểm tra hiệu ứng Fisher và lý
thuyết PPP của Indonesia lần lượt với bốn nước có tỷ trọng thương mại lớn nhất với
Indonesia, các hiệu ứng Fisher và PPP được kiểm tra thành từng trường hợp riêng. Kết quả
mô hình hồi quy và kết luận của bài nghiên cứu: có mối tương quan dương giữa sự thay
đổi lãi suất và sự thay đổi tỷ giá trong ba trường hợp và có mối tương quan âm trong một
trường hợp, việc sử dụng dữ liệu lãi suất để dự báo tỷ giá trong tương lai có thể không
chính xác, có mối tương quan dương giữa lạm phát và lãi suất trong cả bốn trường hợp.

b. Mối quan hệ giữa lạm phát và lãi suất
Gul và Ekinci (2006) sử dụng mô hình VAR để tìm hiểu mối quan hệ nhân quả giữa lạm
phát và lãi suất danh nghĩa ở Thổ Nhĩ Kỳ. Kết quả mô hình hồi quy và kết luận của bài
nghiên cứu: giữa lạm phát và lãi suất danh nghĩa có mối quan hệ nhân quả dài hạn nhưng
chỉ một chiều; lãi suất danh nghĩa ảnh hưởng lạm phát, sự dao động của lãi suất danh nghĩa
phản ánh lạm phát kỳ vọng theo quan điểm của Fama (1975); có thể sử dụng lãi suất danh
nghĩa như một chỉ báo để dự báo lạm phát tương lai.
Mahdi và Masood (2011) sử dụng mô hình VECM, sau khi kiểm tra thấy có mối quan
hệ đồng liên kết Johansen giữa lạm phát và lãi suất, nhằm kiểm tra hiệu ứng Fisher ở Iran.
Kết quả mô hình hồi quy và kết luận của bài nghiên cứu: có mối quan hệ dài hạn giữa lạm
phát và lãi suất, với lãi suất trung bình có trọng số thì mối quan hệ này yếu, với lãi suất cho
thuê nhà thì mối quan hệ này mạnh; khi lạm phát tăng thì để thị trường trở lại cân bằng, hệ
thống ngân hàng cần tăng lãi suất cùng với lạm phát; nếu có một cú sốc về lãi suất trong
nền kinh tế thì lạm phát sẽ thay đổi theo một cách nhanh chóng.
Crowder và Hoffman (1996) sử dụng mô hình VECM để kiểm tra phương trình Fisher –
mối quan hệ dài hạn giữa lãi suất danh nghĩa và lạm phát ở Mỹ. Kết quả mô hình hồi quy
và kết luận bà nghiên cứu: giữa lãi suất danh nghĩa và lạm phát tồn tại mối đồng liên kết,
nghĩa là giữa chúng có mối quan hệ dài hạn, dẫn đến kết luận là hiệu ứng Fisher tồn tại cả
trong ngắn và dài hạn; không nên dùng lãi suất ngắn hạn để dự báo lạm phát; tác động của
những cú sốc lạm phát ảnh hưởng lên lãi suất danh nghĩa là có độ trễ.


 Hiệu ứng Fisher tồn tại trong trường hợp Việt Nam giai đoạn 1986-2010.
 Hiệu ứng PPP tồn tại trong trường hợp Việt Nam giai đoạn 1986-2010.
 Giữa ba biến lạm phát, lãi suất và tỷ giá có tồn tại các mối quan hệ đồng liên kết.

2. Mô tả và phân tích dữ liệu
a. Mô tả dữ liệu
Vì trong bài luận, các lý thuyết liên quan đều đề cập đến mối quan hệ của lãi suất danh
nghĩa – điển hình là hiệu ứng Fisher (được trình bày ở phần (c) mục II.2) mà bài luận này
muốn kiểm chứng ở trường hợp Việt Nam trong giai đoạn 1986-2010, nên trong bài này sẽ
sử dụng lãi suất danh nghĩa để hồi quy mô hình.
Nhằm kiểm chứng lý thuyết PPP ở trường hợp Việt Nam trong giai đoạn 1986-2010 nên
trong bài luận này tỷ giá danh nghĩa (USD/VND) sẽ được sử dụng để hồi quy mô hình.

15


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
Cả hiệu ứng Fisher và lý thuyết PPP đều đề cập đến ảnh hưởng của lạm phát danh nghĩa
đến lãi suất hoặc tỷ giá nên biến lạm phát được chọn dùng để hồi quy mô hình trong bài
luận này là lạm phát danh nghĩa (%/quý).
Dữ liệu lấy theo quý, giai đoạn 1986-2010. Nguồn dữ liệu được thu thập và tổng hợp lại
từ cơ sở dữ liệu trực tuyến của ADB, WB, Tổng cục thống kê Việt Nam và trang web
economywatch.com.

b. Phân tích dữ liệu
Với dữ liệu liên quan đến chuỗi thời gian như trong bài luận này, điều quan trọng đầu
tiên là phải kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu ứng với mỗi biến. Sau đó hồi quy mô
hình VAR, xác định đỗ trễ tối ưu nhằm dùng độ trễ đó để kiểm định đồng liên kết theo
phương pháp Johansen. Nếu các biến trong bài thể hiện sự tồn tại của đồng liên kết sau
kiểm định đồng liên kết thì mô hình VEC được áp dụng để hồi quy các biến.

hạng nhiễu ở phương trình (1) bên dưới có hiện tượng tương quan chuỗi và phương sai
thay đổi; thứ hai, không cần phải xác định độ trễ của biến trong hồi quy (Hudson, 2005).
Dạng mô hình thường được sử dụng để kiểm định nghiệm đơn vị đối với các biến vĩ mô
như trong bài luận này (Phùng, 2011):
Yt = α + βYt+1 + ut (1)
 ∆Yt = α + (1-β)Yt+1 + ut
∆Yt = α + ρYt+1 + ut

(2)

Với Yj là giá trị của biến Y tại thời điểm j; ut là phần dư hay hạng nhiễu hay sai số của
phương trình (1), có trung bình bằng 0 và phương sai không đổi σ2. Nếu β=0 ở phương
trình (1) hoặc ρ=1 ở phương trình (2) thì chuỗi Y được xem là có nghiệm đơn vị, nghĩa là
chuỗi không dừng (Gujarati, 2011; Nguyễn, Phùng, & Nguyễn, 2009; Phùng, 2011). Với
kiểm định DF ta chỉ có thể kiểm định được giả thiết H0: ρ=1, do kiểm định DF chỉ ước
lượng phương trình (2), nhưng kiểm định PP ước lượng cả phương trình (1) và (2) nên
kiểm định đồng thời cả hai giả thiết H0: β=0 ở phương trình (1) và H0: ρ=1 ở phương trình
(2) (Hudson, 2005).
Nếu chuỗi dữ liệu không có nghiệm đơn vị và là chuỗi dừng thì được ký hiệu là I(0),
nếu chuỗi có một nghiệm đơn vị và dừng khi lấy sai phân bậc 1 thì được ký hiệu là I(1),
tương tự đối với các chuỗi I(2), I(3), v.v.
Nếu ba biến lạm phát, lãi suất và tỷ giá dừng ở các bậc khác nhau thì lúc này sẽ áp dụng
mô hình vec-tơ hiệu chỉnh sai số (VECM) để hồi quy (Gujarati, 2011; Phùng, 2011;
Uctum, 2009), với giả thiết ban đầu đặt ra trong bài là ba biến lạm phát, lãi suất và tỷ giá
có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết, vì VECM thì không cần quan tâm nhiều đến tính
dừng hay không dừng của chuỗi dữ liệu (Uctum, 2009). Tôi kỳ vọng rằng với trường hợp
nghiên cứu trong bài luận này sẽ xảy ra trường hợp này.

b. Kiểm định đồng liên kết (Johansen’s Cointegration Test).
Như đã đề cập ở trên về vấn đề hồi quy giả mạo xảy ra khi hồi quy hai biến chuỗi thời

khó xác định một cách rõ ràng các biến thuộc dạng này là biến nội sinh hay biến ngoại
sinh. Sims (1980) đã đề xuất một mô hình, gọi là mô hình vec-tơ tự hồi quy (VARM) mà
có thể loại bỏ đi vấn đề này, xem xét các biến trong mô hình đều là biến nội sinh (Phùng,
2011).
VARM có một số đặc điểm như sau (Gujarati, 2011):
Mặc dù các biến trong mô hình có độ trễ tối ưu riêng nhưng trong VARM, khi hồi quy,
độ trễ của các biến trong mô hình phải như nhau.
VARM được ký hiệu là VAR(p) với p là độ trễ của các biến trong mô hình.
Các biến trong mô hình phải được hồi quy trong trạng thái dừng.
Mặc dù loại bỏ được vấn đề phải xác định rõ biến nội sinh và biến ngoại sinh trong việc
xác định mô hình nhưng VARM cũng bị chỉ trích bởi một số điểm sau (Phùng, 2011):
Không dựa trên bất kỳ nền tảng lý thuyết kinh tế nào, vì không có ràng buộc nào với các
tham số được ước lượng và mô hình như hàm ý rằng mọi biến đều tác động đến nhau.
Thiếu bậc tự do, do đó khi sử dụng mô hình này mà cỡ mẫu không đủ lớn sẽ dẫn đến
trục trặc trong việc ước lượng một lượng lớn các tham số của mô hình (với mô hình
VAR(1) ba biến thì số lượng tham số là 12, nhưng mô hình VAR(2) ba biến thì số lượng
tham số lên đến 21 và tăng lên rất nhiều khi độ trễ được lựa chọn là lớn) vì khi ước lượng
các tham số thì mô hình sẽ sử dụng nhiều bậc tự do.

18


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
Các hệ số hồi quy sau khi được ước lượng sẽ khó được diễn giải do hoàn toàn thiếu các
lý thuyết nền tảng.
Bên cạnh những hạn chế trên của VARM, bài luận này chọn VECM có nguồn gốc từ
VARM để hồi quy ba biến lạm phát, lãi suất và tỷ giá một phần khó xác định được biến
nào là nội sinh hay ngoại sinh trong mô hình, mặt khác là nhằm tận dụng những ưu điểm
của VARM (Phùng, 2011):
Mô hình hồi quy dễ ước lượng, mỗi phương trình trong mô hình cũng có thể được ước

liên kết và VECM (nếu có tồn tại đồng liên kết).

d. Mô hình VEC.
Như đã đề cập đến ở cuối phần (a) mục III.3, ba biến lạm phát, lãi suất và tỷ giá dừng ở
những bậc khác nhau và có tồn tại đồng liên kết giữa chúng thì VARM sẽ được chuyển
thành VECM. VECM được công bố bởi Granger (1983) (Engle & Granger, 1987).
VECM cũng có những đặc điểm như VARM. Trong VECM thì các hệ số β được dùng
để chỉ ra mối quan hệ ngắn hạn giữa các biến, mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến sẽ
19


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
được thể hiện thông qua hệ số hiệu chỉnh sai số (EC) trong các phương trình của mô hình
(Gujarati, 2011; Hossain, 2011).
VECM tổng quát có dạng:
∆Yt = C + πYt-1 + ∑

+ ut

Với ∆Yt là ma trận sai phân (n x 1) của ma trận (n x1) Yt trừ đi ma trận (n x 1) Yt-1,
tương tự đối với ∆Yt-j+1, Yt-1 là ma trận (n x 1) của biến Y, C là ma trận hệ số chặn (n x
1), π là ma trận (n x n), α là ma trận (n x n), u là ma trận (n x 1), n là số biến nội sinh của
mô hình.
Ma trận π được tách thành hai ma trận (n x r) và (r x n) như sau:
π=γ
Với γ và λ đều là ma trận (n x r), là ma trận chuyển vị của λ và r là hạng của ma trận
π, đồng thời r cũng thể hiện số đồng liên kết trong mô hình, nếu r=2 thì số đồng liên kết
trong mô hình là 2. Đó là lý do vì sao mà với n biến trong mô hình chỉ có thể có tối đa (n1) liên kết đồng liên kết, vì vậy với vấn đề nghiên cứu trong bài luận này thì số đồng liên
kết tối đa có thể có là 2. γ thể hiện tốc độ hiệu chỉnh về điểm cân bằng giữa các biến
(Gujarati, 2011; Phùng, 2011; Watson, 1994).

20


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
kiểm định sau: kiểm định phân phối chuẩn của phần phần dư bằng kiểm định Jacque-Berra
(JB) qua giá trị thống kê JB với giả thiết H0:“Phần dư không phân phối chuẩn”; kiểm định
phương sai thay đổi trong phần dư bằng kiểm định ARCH qua giá trị thống kê Chi bình
phương với giả thiết H0:“Phần dư không có hiện tượng phương sai thay đổi”; kiểm định
tương quan chuỗi trong phần dư bằng kiểm định Breusch-Godfrey (BG) qua giá trị thống
kê Chi bình phương với giả thiết H0:“Phần dư không có hiện tượng tương quan chuỗi”.

IV. Kết quả và Phân tích
Để tiện tiện cho việc phân tích và theo dõi trong mục này, tôi xin ký hiệu: ex là biến tỷ giá, i
là biến lãi suất và inf là biến lạm phát được xem xét trong bài luận này. Ngoài ra, các mô hình,
các kiểm định trong bài này đều áp dụng mức ý nghĩa thống kê 5%.

1. Kiểm định nghiệm đơn vị
Sau khi thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị ba biến lạm phát, lãi suất và tỷ giá bằng
phương pháp Phillips-Perron, kết luận được rút ra là cả ba biến đều không phải là chuỗi
dừng và cùng dừng ở sai phân bậc 1.

ex
i
inf

I(0)
Giá trị thống kê t
-1,721682
-1,958479
-1,541047


2. Lựa chọn độ trễ tối ƣu
Việc lựa chọn độ trễ tối ưu cho các biến trong mô hình chuỗi thời gian là rất quan trọng
vì việc này ảnh hưởng đến tính tương thích (compability) và chính xác của mô hình được
hồi quy (Phùng, 2011). Nhưng trong VARM (hoặc VECM khi có tồn tại đồng liên kết gữa
21


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
các biến trong mô hình) thì độ trễ của các biến phải như nhau và xác định theo độ trễ tối ưu
lớn nhất mà các biến trong mô hình có thể có, và đó là độ trễ của cả mô hình (Gujarati,
2011; Phùng, 2011).
Khi thực hiện việc tính toán giá trị của các chỉ số LR, FPE, AIC, SC và HQ bằng Eviews,
tôi dùng 20 độ trễ nhằm xác định độ trễ tối ưu hợp lý nhất trong bài luận và, đồng thời, tránh
xảy ra hiện tượng tương quan chuỗi trong phần dư của các phương trình trong mô hình do
bao gồm ít độ trễ (Hossain, 2011; Watson, 1994). Từ kết quả thu được (bảng 3, phụ lục 2),
các tiêu chí LR, FPE, SC và HQ ủng hộ chọn 17 độ trễ cho mô hình; tiêu chí AIC ủng hộ
chọn 20 độ trễ cho mô hình. Do đó, trong bài luận này, với mô hình VAR hoặc VEC tôi sử
dụng 17 độ trễ để hồi quy mô hình vì trong 5 tiêu chí được sử dụng để lựa chọn độ trễ tới ưu
trong bài luận này, có 4 tiêu chí ủng hộ việc chọn 17 độ trễ.

3. Kiểm định đồng liên kết Johansen
Với ba biến ex, i và inf được xem xét trong bài, VARM hay VECM nên được sử dụng để
hồi quy? Để xác định câu trả lời ta cần thực hiện kiểm định đồng liên kết Johansen để kiểm
tra giữa ba biến ex, i và inf trong bài có tồn tại mối đồng liên kết không.
Giả thiết H0
Không tồn tại đồng
liên kết
Có 1 đồng liên kết
Có 2 đồng liên kết


Bảng 2 – Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen
Từ kết quả kiểm định được trình bày ở bảng 2, cả với giá trị thống kê Trace và MaxEigen sử dụng trong phương pháp kiểm định đồng liên kết Johansen, kết quả thu được đều
kết luận giữa ba biến ex, i và inf có tồn tại đồng liên kết và có đến 2 mối đồng liên kết (số
đồng liên kết tối đa có được). Do khi kiểm định giả thiết H0 lần lượt là “Không tồn tại đồng
liên kết” và “Có 1 đồng liên kết” giữa ex, i và inf thì giá trị p-value của cả hai giá trị thống
kê được sử dụng (giá trị thống kê Trace và giá trị thống kê Max-Eigen) đều là 0%, ta bác bỏ
lần lượt hai giả thiết H0 vừa nêu; với giả thiết H0 “Có 2 đồng liên kết” giữa ba biến ex, i và
inf, giá trị p-value thu được là 7,86% lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 5% nên giả thiết H0 này
được chấp nhận. Vậy, VECM được chọn sử dụng để hồi quy ba biến ex, i và inf.

4. VECM
Do khi hồi quy bằng VECM với phần mềm Eviews, thứ tự các biến khi nhập vào ảnh
hưởng phần nào đến kết quả lựa chọn phương trình EC trong VECM, làm hạn chế kết quả
thu được từ VECM. Do đó, tôi chạy VECM bằng Eviews hai lần với thứ tự các biến khi
nhập vào đực thay đổi. Lần 1, tôi nhập lần lượt biến ex, i và inf, vì với các lý thuyết đã được
trình bày ở mục II.2 trong bài luận này, ex chịu ảnh hưởng bởi hai biến i và inf mạnh hơn là
ex ảnh hưởng đến hai biến này; VECM này được tôi gọi là VECM1 trong bài để phân biệt
22


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
với mô hình VEC còn lại. Lần 2, tôi nhập lần lượt biến inf, i và ex, vì theo lý thuyết đã đề
cập đến ở phần (d) mục II.2 thì lạm phát sẽ bị ảnh hưởng bởi lãi suất nếu Ngân hàng Trung
ương kiểm soát được lãi suất – liên hệ với trường hợpViệt Nam, lãi suất do NHNNVN ấn
định, còn theo lý thuyết đã đề cập đến ở phần (e) mục II.2 thì tỷ giá cố định sẽ gây ảnh
hưởng, hạn chế hiệu quả của chính sách tiền tệ thu hẹp nhằm kiềm chế lạm phát – liên hệt
với trường hợp Việt Nam, do ba điều không thể tồn tại đồng thời trong kinh tế được hai nhà
kinh tế học Mundell và Fleming (1962, 1963) đề xuất, Việt Nam mặc nhiên chọn trước hai
điều đó là “Vốn lưu chuyển tự do” và “Tỷ giá cố định” nên chính sách tiền tệ ở Việt Nam

định phần dư của hai phương trình EC để xem chúng có đảm bảo tính thích hợp và chính
xác không.
Phƣơng trình ECE1
Kiểm định

Giá trị
Thống kê
Chi bình phƣơng

p-value

Thống kê
Jarque-Bera

p-value
23


Mối Quan Hệ Giữa Lạm Phát, Lãi Suất, Tỷ Giá – Trường hợp nghiên cứu tại Việt Nam
Phân phối chuẩn (JB-test)
Phương sai thay đổi (ARCH-test)
Tương quan chuỗi (BG-test)

0,046834
0,801465

0,8287
0,3707

(JB)


Bảng 4 – Kết quả các kiểm định phần dư của phương trình ECE2
Ở bảng 3, kết quả giá trị p-value ở kiểm định JB là 0% nhỏ hơn mức ý nghĩa thống kê
5%, nên giả thiết H0 ở kiểm định này bị bác bỏ, nghĩa là phần dư của phương trình EC#1
có dạng phân phối chuẩn. Kết quả giá trị p-value ở kiểm định ARCH và BG lần lượt là
82,87% và 37,07% đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 5% nên ta chấp nhận giả thiết H0 ở
cả hai kiểm định này, nghĩa là trong phần dư của phương trình ECE1 không xảy ra hiện
tượng phương sai thay đổi và tự tương quan.
Ở bảng 3, kết quả giá trị p-value ở kiểm định JB là 0,0005% nhỏ hơn mức ý nghĩa thống
kê 5%, nên giả thiết H0 ở kiểm định này bị bác bỏ, nghĩa là phần dư của phương trình EC2
có dạng phân phối chuẩn. Kết quả giá trị p-value ở kiểm định ARCH và BG lần lượt là
9,62% và 46,11% đều lớn hơn mức ý nghĩa thống kê 5% nên ta chấp nhận giả thiết H0 ở
cả hai kiểm định này, nghĩa là trong phần dư của phương trình ECE2 không xảy ra hiện
tượng phương sai thay đổi và tự tương quan.
Để kiểm định nhân quả trong mô hình VECM1 vừa hồi quy được, ta thực hiện kiểm
định Wald lần lượt tất cả các hệ số
(j=1, 2, 3, …, 17) của biến i trong phương trình
ECE1, với giả thiết H0:

=

=

=…=

= 0; tất cả các hệ số

(j=1, 2,

3, …, 17) của biến inf trong phương trình ECE1, với giả thiết H0:


p-value
24