72
KINH TẾ - TÀI CHÍNH QUỐC TẾ
α, β: các hệ số hồi quy
Chuỗi dự báo được coi là không chệch, nếu việc
kiểm định đồng thời α=0 và β=1 không bị từ chối
thông qua kiểm định Wald (standard Wald test).
- Kiểm định Holden- Peel(1990) dựa trên cơ sở
phương trình hồi quy sau:
e
t
= α + u
t
Trong đó: e = π
t
- π
f
t|t-1
Chuỗi dự báo được coi là không chệch, nếu việc
kiểm định α=0 không bị từ chối thông qua kiểm
định T (T-test).
Điều tra kỳ vọng lạm phát ở Việt Nam theo định
kỳ tháng bắt đầu từ tháng 1/2014 đến nay. Tuy
nhiên, do lạm phát năm thực tế (Hình 3) giảm đột
ngột từ mức trên 6% trong các năm trước xuống
dưới 2% trong năm 2014 tạo nên một sự thay đổi
lớn về xu hướng lạm phát, nên nghiên cứu này chỉ
kiểm định chuỗi CPI (tháng) cho giai đoạn từ tháng
1/2015 đến tháng 11/2017 với 35 quan sát.
Kết quả (Bảng 2) kiểm định Mincer - Zarnowitz
có p-value=0,169>0,05; kiểm định Holden - Peel có
p-value=0,211>0,05. Như vậy, chuỗi CPI kỳ vọng là
không chệch và có thể sử dụng được cho công tác
phân tích và dự báo lạm phát ngắn hạn.
Từ kết quả trên, có thể khẳng định điều tra kỳ
vọng lạm phát ở Việt Nam bước đầu đã mang lại
kết quả tích cực. Tuy nhiên, với mục tiêu cuối cùng
là xây dựng được một thước đo kỳ vọng lạm phát
đáng tin cậy, phục vụ hiệu quả cho công tác hoạch
định chính sách tiền tệ thì công tác đo lường kỳ
vọng lạm phát cần tiếp tục hoàn thiện trên cơ sở
một số định hướng sau:
Thứ nhất,
bên cạnh điều tra kỳ vọng lạm phát đối
với các tổ chức tín dụng, cần nghiên cứu mở rộng mẫu
điều tra tới các đối tượng khác như hộ gia đình, doanh
nghiệp, các chuyên gia kinh tế…để kết quả điều tra kỳ
vọng lạm phát mang tính đại diện cao hơn.
Thứ hai,
bổ sung câu hỏi điều tra để thu được
thông tin về kỳ vọng lạm phát với khoảng kỳ vọng
dài hơn như 2 năm tới, 3 năm tới… nhằm phục vụ
tốt hơn cho công tác dự báo và kiểm soát lạm phát.
Thứ ba,
cần đánh giá kết quả điều tra kỳ vọng
lạm phát một cách đầy đủ hơn, nhất là kỳ vọng lạm
phát cho khoảng kỳ vọng từ 1 năm trở lên khi chuỗi
dữ liệu điều tra đủ dài.
Tài liệu tham khảo:
1. GS., TS. Nguyễn Thị Cành, TS. Trần Hùng Sơn, “Báo cáo thường niên thị
trường tài chính Việt Nam năm 2016 - Lạm phát và lạm phát kỳ vọng”, NXB
Đại học quốc gia TP. Hồ Chí Minh, năm 2017;
2. PGS., TS. Tô Kim Ngọc, “Xác định ngưỡng lạm phát ở Việt Nam dựa trên
phương pháp phi tham số”, Đề tài nghiên cứu khoa học cấp ngành, NHNN
Việt Nam, năm 2015;
3. Jeffrey M. Lacker, “The Outlook for Inflation Expectations”, Banque de
France, Paris - France, March 21,2016;
4. Baris Soybilgen and Ege Yazgan, “An Evaluation of Inflation Expectations
in Turkey”, Central Bank Review, Central Bank of The Republic of Turkey,
January 2017;
5. Rachel Adeney, Ivailo Arsov and Richard Evans, “Inflation Expectations in
Advanced Economies”, Bulletin of Reserve Bank of Australia, March 2017.
-5
0
10
5
15
20
25
2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016
-0,6
-0,8
4
3
8,4
6,6
12,63
19,89
6,52
11,75
16,13
6,81
6,04
1,84
0,6
4,74
9,5
Hình 3: Diễn biến CPI nămHình (% năm)
Nguồn: Tổng cục Thống kê
-0,8
-0,8
0
0,4
0,8
1,2(%)
14T01 14T11 15T05 15T11 16T05 16T11 17T05 17T11
Hình 4: Diễn biến CPI tháng (% tháng)
Nguồn: Tổng cục Thống kê
Bảng 2: Kết quả kiểm định Mincer- Zarnowitz và Holden- Peel (Từ tháng 1/2015 đến tháng 11/2017)
Phương pháp kiểm định Phương trình hồi quy
α
β
Chi-square (p-value) T-statistic (p-value)
Mincer- Zarnowitz
π
t
= α + β *π
f
t|t-1
+ u
t
0.077
0.479
3.552
(0.169)
Holden- Peel
e
t
= α + u
t
-0.00654
-
-1.273875
(0.2113)
Ghi chú: Giá trị Chi-square (p-value) thể hiện kết quảkiểm định Mincer-Zarnowitz; giá trị T-statistic (p-value) thể hiện kết quả kiểm định T-test.
