BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH
NGUỒN GỐC CỦA NHỮNG THAY ĐỔI TRONG KỲ VỌNG
LẠM PHÁT: MỘT VÀI NHÌN NHẬN TỪ MÔ HÌNH VAR
TPHCM, tháng 11 năm 2013
GVHD: PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa
Nhóm thực hiện:Nhóm 6 -TCDN ĐÊM 3 – K22
1. Trương Quốc Cường
2. Đỗ Thị Mĩ Dung
3. Trần Thị Nguyên Hương
4. Hoàng Cự Phú
5. Nguyễn Duy Quang
6. Lê Ngọc Sơn
7. Trần Hữu Tuấn
8. Trương Đức Bình
9. Nguyễn Thị Cẩm Nhung
10. Trần Triệu Anh Khoa
11. Lưu Thúy Phượng
MỤC LỤC
1. TỔNG QUAN BÀI NGHIÊN CỨU 1
2. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 1
3. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 10
4. MỞ RỘNG NGHIÊN CỨU TẠI VIỆT NAM 20
2
1. TỔNG QUAN BÀI NGHIÊN CỨU
2. Kỳ vọng lạm phát của công chúng đóng vai trò quan trọng trong ảnh hưởng đến
lạm phát thực tế và khả năng của FED để đạt được sự ổn định giá cả. Trong bài nghiên cứu này
nhóm tác giả bằng việc sử dụng cách đo lường khảo sát kỳ vọng lạm phát của công chúng từ
1953 đến 2007, sử dụng mô hình VAR cấu trúc để xác định các yếu tố kinh tế quyết định kỳ vọng
lạm phát của công chúng và đưa ra bằng chứng cho thấy tác động của các biến kinh tế vĩ mô đến
lạm phát kỳ vọng qua các thời kỳ mẫu khác nhau là không hoàn toàn giống nhau.

3. Bài viết này sử dụng mô hình VAR cấu trúc được đề xuất bởi LSS (2007) (dùng
phương pháp khảo sát trực tiếp những kỳ vọng lạm phát của công chúng, đại diện bởi khảo sát
trung vị Livingston về dự báo chỉ số lạm phát CPI tám tháng tới; các biến khác trong mô hình
VAR này là chỉ số CPI thực tế, chỉ số giá hàng hóa, tỷ lệ thất nghiệp, lãi suất danh nghĩa ngắn
hạn và một biến cú sốc giá dầu. LSS (2007) cho thấy chính sách tiền tệ phản ứng với những thay
đổi ngoại sinh trong lạm phát kỳ vọng có thể giải thích cho lạm phát cao liên tục trong những
năm 1970 và sự khác biệt trong việc điều hành chính sách tiền tệ. Nếu LSS (2007) tập trung vào
việc giải thích nguồn gốc của lạm phát cao liên tục trong những năm 1970, nghiên cứu của các
tác giả lại tập trung vào việc giải thích nguồn gốc của những thay đổi trong lạm phát kỳ vọng của
công chúng đại diện ở đây bởi thước đo khảo sát Livingston về lạm phát kỳ vọng.
4. Nhóm tác giả quan tâm đến việc xác định vai trò của các biến vĩ mô khác có thể
gây ra sự thay đổi trong lạm phát kỳ vọng. Sử dụng những hàm phản ứng đẩy để kiểm tra về phản
ứng của lạm phát kỳ vọng đối với những thay đổi bất ngờ tạm thời trong các biến kinh tế vĩ mô
và thực hiện phân rã phương sai sai số dự báo của lạm phát kỳ vọng, chúng tôi kiểm tra những
thay đổi trong tầm quan trọng tương đối của các biến vĩ mô khác nhau trong việc giải thích sự
thay đổi của lạm phát kỳ vọng.
5. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
5.1. Phương pháp nghiên cứu
 Sử dụng mô hình vector tự hồi quy (VAR) có khung cơ sở bao gồm các biến lạm phát kỳ vọng,
lạm phát thực tế, chỉ số giá hàng hóa, tỷ lệ thất nghiệp, lãi suất ngắn hạn, và giá dầu để xem xét
phản ứng của lạm phát kỳ vọng với những cú sốc khác nhau từ đó xác định ảnh hưởng của các
yếu tố kinh tế vĩ mô này lên kỳ vọng lạm phát của công chúng từ 1953 đến 2007. Bên cạnh đó sử
dụng phân rã phương sai để xác định phần đóng góp của các cú sốc đối với sự thay đổi của lạm
phát kỳ vọng qua thời gian.
3
 So sánh kết quả của quá trình trên qua thời kỳ mẫu lạm phát cao (GI – Great Inflation) và thời kỳ
mẫu lạm phát ổn định (GM – Great Moderation) để xem xét độ lớn và độ dài của các cú sốc này
đối với kỳ vọng lạm phát có khác nhau hay không.
 Xem xét các kết quả qua 2 giai đoạn mà FED tiến hành 2 chính sách tiền tệ khác nhau để xem vai
trò của chính sách tiền tệ có làm thay đổi phản ứng của kỳ vọng lạm phát đối với các cú sốc.

5.2. Mô hình nghiên cứu
Xác định cấu trúc VAR
6. Biến nội sinh: 5 biến
- Lạm phát CPI kỳ vọng (π
t
e
)
- Lạm phát CPI thực tế (π
t
),
- Log của chỉ số giá hàng hóa (cp
t
),
- Tỷ lệ thất nghiệp (ur
t
), và
- Lãi suất tín phiếu Kho bạc ba tháng (sr
t
).
7. Biến ngoại sinh: 1 biến
- Cú sốc giá dầu (oil
t
)
8. Bài nghiên cứu tập trung vào một mô hình đơn giản cho phép giá trị trễ một kỳ của biến
nội sinh như trong phương trình (1):
9. (1)
10. Trong đó,
• X là vector 5 x 1 của các biến [π
t
e

, π
t
, cp
t
, ur
t
, sr
t
];
• B, , và là ma trận các hệ số cấu trúc
• ε
t
là một vector của những cú sốc cấu trúc [ε
1t
, ε
2t
, ε
3t
, ε
4t
, ε
5t
].
11. Có thể hình dung dưới dạng thức ma trận như sau:
12.
13. Chúng tôi giả định rằng những cú sốc cấu trúc có trung bình bằng không và không
tương quan với nhau. B là ma trận 5x5, trong đó có những yếu tố dọc theo đường chéo chính là
bằng 1, và các yếu tố ngoài đường chéo là các hệ số cấu trúc cho phép sự hiện diện của những
phản ứng đồng thời giữa các biến. Chúng ta có thể thấy rõ điều này nếu chúng ta viết một cách rõ
ràng các phương trình trong cấu trúc VAR, như thể hiện trong phương trình (1.1) đến (1.5):

4
14.
15. Nếu chúng ta nhân (1) với B
-1
, chúng ta có được mô hình SVAR dạng thu gọn
(reduced-form SVAR) dưới hình thức mô hình VAR tiêu chuẩn (4):
16.

17. (4)
18. Trong đó,
19.
5
b12= b13= b14= b15= 0.0
b23= b24= b25= 0.0 (2)
b34= b35= 0.0
b45= 0.0
20. Chúng ta sẽ đạt được các ước lượng các thông số cấu trúc (B, Ґ
o
, Ґ
1
) và cú sốc cấu
trúc (ε
t
) bằng cách ước lượng các thông số thu gọn (A
o
, A
1
) và phần dư (e
t
). Như đã biết, chúng ta

phải áp dụng đủ các hạn chế xác định để phục hồi các thông số cấu trúc và các cú sốc.
1
21. Một chiến lược xác định đơn giản được sử dụng trong LSS (2007) giả định lạm
phát kỳ vọng không phản ứng với thông tin cùng lúc về lạm phát thực tế và các biến số khác của
VAR. Đặc biệt, trong cơ chế xác định đệ quy này chúng ta đặt các hạn chế sau lên các hệ số cấu
trúc được đưa ra trong ma trận B:
22. Khi đó (1) trở thành
23.
24. Những hạn chế trong phương trình (2) chung quy là có được ma trận B có chứa
những yếu tố dọc theo đường chéo chính và các số không ở nửa trên, thể hiện sự xác định như [,
π
t
, cp
t
, ur
t
, sr
t
]. Cách xác định này là đệ quy, có nghĩa là một biến định sẵn chỉ tương quan với các
biến số đứng trước nó theo trật tự. Do đó, biến đầu tiên (lạm phát kỳ vọng) không tương quan với
bất kỳ biến nào khác của VAR, biến thứ hai (lạm phát thực tế) cũng chỉ tương quan với biến lạm
phát kỳ vọng trước đó, và như vậy, biến cuối cùng (lãi suất danh nghĩa ngắn hạn) tương quan với
tất cả các biến trước đó. Cách xác định đệ quy này được gọi chung là “thứ tự định chuẩn”. Nếu
1Khá đơn giản, vấn đề xác định được đưa ra bởi vì số lượng các thông số chúng ta quan tâm trong khôi phục thường nhiều hơn số
lượng các thông số rút gọn mà chúng ra quan sát sử dụng mô hình VAR rút gọn. Do đó, chúng ta phải áp đặt đủ các hạn chế/ràng
buộc, do đó giảm số thông số cấu trúc cần được khôi phục. Nhìn chung, với một VAR n x 1 chiều và các cú sốc cấu trúc có trung
bình bằng 0 và không tương quan, cần (n
2
– n)/2 các hạn chế để xác định các thông số và các cú sốc cấu trúc. Mô hình VAR sử
dụng ở đây có 5 biến, vì vậy chúng ta cần 10 hạn chế để xác định các thông số và các cú sốc cấu trúc.

6
chúng ta chỉ tập trung vào phương trình cấu trúc cho lạm phát kỳ vọng, với những hạn chế này,
phương trình lạm phát kỳ vọng là:
25.
26. Cách xác định đệ quy được đưa ra trong phương trình (2) đặt ra 10 hạn chế và các cú sốc
cấu trúc có thể được phục hồi bằng cách sử dụng mối quan hệ ε
t
= Be
t
Cơ sở hợp lý cho “Thứ tự định chuẩn” (Benchmark Ordering):
27. Như được chỉ ra ở trên, lý do chủ yếu cho cơ chế xác định định chuẩn là thời điểm
và thiết kế khảo sát Livingston, và cách mà các biến khác trong mô hình VAR cấu trúc được xác
định và đo lường cho phép giả định rằng những người tham gia khảo sát mà dự đoán lạm phát
CPI tại thời điểm t không biết lạm phát thực tế thời điểm t và các biến khác. Dưới những giả định
đó, ràng buộc b
12
= b
13
= b
14
= b
15
= 0.0 và cú sốc kì vọng (ε
1t
) có thể được xem như được xác
định trước trong cùng thời kì. Như nói ở trên, sai số rút gọn (shock) trong phương trình lạm phát
kì vọng là một ước lượng cho cú sốc cấu trúc đối với lạm phát kì vọng .
28. Để phân tích độ vững chúng tôi xem xét một “thứ tự định chuẩn” khác. Trong
“thứ tự định chuẩn”, kì vọng lạm phát của công chúng không được cho phép phản ứng với thông
tin đồng thời về các biến khác của mô hình VAR, bởi vì công chúng không quan sát các giá trị

đồng thời của các biến này. Tuy nhiên, điều hợp lý rằng công chúng có thể tiếp cận các biến khác
mà truyền tải thông tin về giá trị hiện tại của các biến này. Bởi vì rất khó để biết các biến nào
khác mà công chúng có thể tiếp cận, chúng tôi xem xét độ nhạy các kết luận của chúng tôi đối với
một “thứ tự định chuẩn” khác trong đó lạm phát kì vọng được được xếp cuối cùng theo thứ tự
{π
t
,cp
t
,ur
t
,sr
t
,π
e
t
}, vì vậy cho phép lạm phát kì vọng phản ứng với thông tin đồng thời từ các
biến khác của mô hình VAR. Như được trình bày sau này, thứ tự định chuẩn thay thế này dẫn đến
kết quả tương tự như thứ tự định chuẩn được sử dụng.
28.1. Dữ liệu nghiên cứu
Đo lường các biến
- Lạm phát kỳ vọng ( π
e
t
)
29. Lấy theo dữ liệu khảo sát Livington khảo sát trực tiếp kỳ vọng lạm phát của công
chúng. Người tham gia khảo sát là các chuyên gia dự báo chứ không phải là công chúng nói
chung. Bởi vì khảo sát Livingston được thực hiện 2 lần 1 năm, dữ liệu đại diện thường xuyên 6
tháng, tháng 5 tới 10 và 11 tới tháng 4. Thời điểm khảo sát và cách thứ dữ liệu được đo lường
7
Log

Mức CPI thực tháng 4
Mức CPI dự kiến Th12
Log
Mức CPI thực tháng 4
Mức CPI thực tháng 10
làm lạm phát kì vọng trở thành các biến được xác định trước trong thời kì đồng thời như được
giải thích bên dưới.
30. Đầu tiên, lưu ý rằng câu hỏi khảo sát được đưa đến cho người tham gia vào tháng
5 và tháng 11, sau phát hành dữ liệu CPI tháng 4 và tháng 10, và được trả về trước khi các dữ liệu
CPI tháng 5 và tháng 11 được phát hành. Những người tham gia nhận được khảo sát, nói rằng,
tháng 5 (khi đã biết chỉ số CPI cho tháng 4) được yêu cầu dự đoán mức độ của chỉ số CPI trong
tháng mười hai, đó là một dự báo tám tháng. Do đó, dự báo lạm phát CPI được thực hiện trong
thời kỳ t được tính là:
2
31.
- Các biến nội sinh khác (π
t
, cp
t
, ur
t
, sr
t
): Các biến khác của VAR trong thời kỳ t này thì
được xác định như sau:
32. + Lạm phát thực tế trong thời kỳ t :
33.
34. + Chỉ số giá hàng hóa, tỷ lệ thất nghiệp và lãi suất tín phiếu Kho bạc ba tháng
trong thời kỳ t là số trung bình sáu tháng của dữ liệu hàng tháng (tháng 5 - tháng 10).
35. Hơn nữa những quan sát này có nghĩa là những người tham gia cuộc khảo sát, khi đưa ra

dự báo lạm phát tại thời điểm t (cụ thể là, tháng 5), chưa biết lạm phát thực tế và các biến
khác thực hiện tại thời điểm t trong mô hình VAR.
- Biến ngoại sinh giá dầu ( oil
t
)
36. Như đã nói ở trên, các cú sốc giá dầu được bao gồm như một biến giả, do đó mặc
nhiên chúng được giả định là xác định trước. Cú sốc giá dầu được đo bằng hai cách khác nhau:
37. + Phương pháp đầu tiên tập trung vào việc giá dầu tăng có thể là do giảm sản
lượng dầu thế giới do các sự kiện chính trị ở Trung Đông, như trong Hamilton (2003). Hamilton
xác định các sự kiện tiếp sau liên quan đến giảm ngoại sinh (trong ngoặc đơn) nguồn cung dầu
2Những người tham gia nhận một bảng câu hỏi khác trong tháng 11 và được yêu cầu dự đoán mức CPI trong tháng 6 của năm
tiếp theo, tạo ra một dự báo lạm phát CPI được thực hiện trong thời kỳ t+1. Lạm phát thực tế cho thời kỳ giữa tháng 10 và tháng 4
và được xây dựng là log của tỷ số mức CPI tháng 4 năm tới trên mức CPI tháng 10. CPI, tỷ lệ thất nghiệp, và lãi suất T-bill 3
tháng trong thời kỳ t+1 là trung bình 6 tháng của dữ liệu hàng tháng (tháng 11 đến tháng 4).
8
trên thế giới: tháng 11 năm 1956, khủng hoảng kênh đào Suez (10,1 %); tháng 11 năm 1973
Chiến tranh Ả Rập-Israel (7,8%); tháng 12 năm 1978, Cách mạng Iran (8,9 %); tháng 10 năm
1980 Chiến tranh Iran-Iraq (7,2%), và tháng 8 năm 1990, Vịnh Ba Tư chiến tranh (8,8%). Biến
cú sốc giá dầu do đó là biến sốc cung dầu, bao gồm như là một biến giả định lượng mà có giá trị
bằng sự sụt giảm sản xuất trên thế giới do các sự kiện lịch sử này, và ngược lại bằng 0.
38. + Trong thời kỳ gần đây nhất, 1985:1-2007:1, chỉ có một sự kiện làm giảm sản
lượng dầu thế giới. Tuy nhiên, có vài sự kiện làm tăng mạnh trong giá dầu mà không phải là do
sự giảm trong sản xuất dầu thế giới mà là do tăng cầu dầu của các nền kinh tế đang tăng trưởng
như Ấn Độ, Trung Quốc, và các nền kinh tế Châu Á đang phát triển khác. Để xem xét sự kiện
như vậy, chúng ta xem xét một thước đo khác của Hamilton, sự tăng giá dầu ròng, là thước đo
của giá dầu ròng tăng tương đối so với đỉnh hai năm qua. Chúng tôi bao gồm thước đo này của
giá dầu ròng tăng lên như là một biến giả trong mô hình VAR, xử lý nó như được xác định trước
đối với các biến trong nước bao gồm trong VAR. Đặc điểm kỹ thuật này giả định rằng giá dầu
tăng lên do giảm trong nguồn cung dầu thế giới và gây ra bởi sự gia tăng trong nhu cầu dầu mỏ
thế giới là như nhau, có các kết quả tương tự như các hành vi của các biến số kinh tế vĩ mô.

3
Cái nhìn trực quan dữ liệu
• Dữ liệu biến trong mô hình VAR
3 Tuy nhiên, Kikian (2007) lập luận ngược lại, cho rằng có thể rất quan trọng để tách biệt các ảnh hưởng của các cú sốc cung –
cầu dầu lên nền kinh tế.
9
39.
40. Figure 1 là đồ thị của bốn biến: lạm phát kỳ vọng, lạm phát thực tế, log của chỉ số giá
hàng hóa, và lãi suất thực kỳ vọng (lãi suất T-bill 3 tháng – lạm phát dự kiến). Bảng bên
trái trong Figure 1 là đồ thị cho các dữ liệu từ 1950:1 đến 1979:1 và bảng bên phải là đồ
thị cho dữ liệu từ 1979:2 đến 2007:1. Một số quan sát nổi bật:
41. Đầu tiên, mặc dù chuỗi lạm phát thực tế và kỳ vọng di chuyển cùng nhau theo thời
gian, người tham gia khảo sát Livingston dự đoán thấp hơn lạm phát thực tế khi lạm phát đang
gia tăng và dự đoán cao hơn lạm phát thực tế trong suốt thời kỳ giảm lạm phát giảm đầu những
năm 1980.
42. Thứ hai, sự tăng tốc của lạm phát thực tế không xuất hiện trùng với sự tăng lên
trong giá cả hàng hóa. Tuy nhiên, sự tăng tốc của lạm phát xuất hiện mờ nhạt trong thời kỳ mẫu
sau 1985.
43. Thứ ba, Figure 1 cũng cho thấy rằng chính sách tiền tệ là thích nghi trong những
năm 1970. Lãi suất thực âm từ năm 1974 đến năm 1977. Ngược lại, chính sách tiền tệ trở nên rất
10
thắt chặt trong suốt đầu những năm 1980, nhưng lại một lần nữa nó có vẻ thích nghi từ năm 2001
đến năm 2004, khi lãi suất thực trở nên âm.
• Thước đo cú sốc giá dầu
44.
45. Figure 2 vẽ đồ thị hai thước đo cú sốc dầu: một thước đo đo lường sự sụt giảm trong sản
xuất dầu thế giới và một thước đo khác, sự tăng giá dầu ròng. Lạm phát thực tế và lạm
phát kỳ vọng cũng được biểu thị. Hai quan sát nổi bật:
46. Đầu tiên, cú sốc nguồn cung dầu có vẻ liên quan đến sự tăng vọt trong lạm phát
thực tế trong giai đoạn trước năm 1979, sự liên kết này có vẻ biến mất sau năm 1979. Hơn nữa,

sự tăng tốc trong lạm phát bắt đầu trong thời gian cuối những năm 1960 xảy ra trước khi các cú
sốc dầu mỏ của đầu những năm 1970, cho rằng giá dầu tăng cao không phải là một lời giải thích
có thể có của lạm phát lớn của năm 1970.
47. Thứ hai, trong thời kỳ mẫu 1979:2-2007:1, chỉ có một sự kiện sụt giảm trong
nguồn cung dầu liên quan đến chiến tranh xảy ra trong năm 1990, dẫn đến giá dầu tăng cao được
11
đo bằng tăng giá dầu ròng. Tuy nhiên, sự gia tăng gần đây nhất của giá dầu, được đo bằng tăng
giá dầu ròng, đã xảy ra mà không có giảm sản lượng dầu thế giới, cho rằng giá dầu tăng gần đây
cũng có thể là do sự gia tăng trong tổng nhu cầu toàn cầu đối với dầu. Khi so sánh phản ứng của
lạm phát kỳ vọng với những cú sốc dầu giữa các giai đoạn mẫu, VAR sử dụng thước đo thứ hai
về cú sốc dầu mỏ, cụ thể là, sự tăng giá dầu ròng được đo lường tương đối với đỉnh của 2 năm
qua.
Thuộc tính nghiệm đơn vị
48. Như thể hiện trong phần tiếp theo, các cú sốc tạm thời đối với một số nhân tố cơ
bản (ví dụ , lạm phát thực tế, giá cả hàng hóa) có tác động lâu dài đối với lạm phát kỳ vọng trong
thời kỳ mẫu trước năm 1979, nhưng không trong các thời kỳ mẫu sau năm 1979. Nhưng cú sốc
tạm thời có thể ảnh hưởng lâu dài trên lạm phát kỳ vọng chỉ khi thời kỳ sau đó là một tiến trình
nghiệm đơn vị (không dừng), cho thấy các thuộc tính chuỗi thời gian của lạm phát kỳ vọng đã
thay đổi trước và sau năm 1979. Đặc biệt, chuỗi lạm phát kỳ vọng phải có một nghiệm đơn vị
trong thời kỳ mẫu trước 1979 (không dừng). Quan sát này được xác nhận bởi kiểm định Dickey-
Fuller cho nghiệm đơn vị, cụ thể, kết quả kiểm định cho thấy cả hai chuỗi lạm phát kỳ vọng và
thực tế có nghiệm đơn vị trong thời kỳ mẫu trước năm 1979 nhưng dừng trong các thời kỳ mẫu
sau 1979.
4
Để xác định các yếu tố cơ bản mà có thể là nguồn gốc tạo ra những thay đổi lâu dài
trong động lực lạm phát kỳ vọng, chúng tôi sử dụng mô hình VAR bao gồm những yếu tố cơ bản
tiềm năng đó chứ không phải là lạm phát kỳ vọng.
49.
4 Kết quả kiểm định trong LSS (2007) cũng chỉ ra rằng các chuỗi lạm phát kỳ vọng và thực tế có nghiệm đơn vị trong thời kỳ
mẫu trước 1979, nhưng dừng trong thời kỳ mẫu sau 1979 (1979:1-2001:1).

12
50. KẾT QUẢ NGHIÊN CƯU
51. Trong phần này, chúng ta sẽ kiểm tra phản ứng của lạm phát kỳ vọng trước những
cú sốc khác nhau. Chúng ta tập trung vào những cú sốc của lạm phát thực tế, giá cả hàng hóa và
chính lạm phát kỳ vọng, bởi vì ba cú sốc này cùng nhau giải thích cho phần lớn những thay đổi
trong lạm phát kỳ vọng.
51.1. Phản ứng của lạm phát kỳ vọng với các cú sốc riêng lẻ
52. Chúng ta xem xét về phản ứng của lạm phát kỳ vọng đối với từng cú sốc riêng lẻ
trong lạm phát thực tế, lạm phát kỳ vọng, giá cả hàng hóa, tỷ lệ thất nghiệp, lãi suất và giá dầu .
(hình 3+hình 4)
56
 Với hình 3, ta tập trung vào những phản ứng của lạm phát kỳ vọng trước các cú sốc kỳ vọng, lạm
phát thực, giá cả hàng hóa trong hai thời kỳ GI và GM, sau đó so sánh kết quả trong hai thời kỳ.
Nhìn tổng quan, ta thấy lạm phát kỳ vọng đều tăng để phản ứng với sự tăng bất ngờ của mỗi ba
biến này, nhưng có sự khác biệt đáng kể trong độ dài và độ lớn giữa hai thời kỳ mẫu GI và GM.
Nếu trong giai đoạn GI, sự gia tăng bất ngờ trong lạm phát thực tế, giá cả hàng hóa và chính lạm
phát kỳ vọng dẫn đến sự tăng kéo dài trong lạm phát kỳ vọng, thì trong giai đoạn GM, những gia
tăng bất ngờ này chỉ có tác động trong thời gian ngắn lên lạm phát kỳ vọng.
53. Cụ thể hơn:
- Phản ứng với một cú sốc trong kỳ vọng, trong giai đoạn GI, lạm phát kỳ vọng đã
không quay trở lại mức trước cú sốc, thậm chí là sau 12 năm, tuy nhiên nó đã quay trở
lại trong vòng bốn năm sau cú sốc trong giai đoạn GM.
- Với cú sốc trong giá cả hàng hóa, lạm phát kỳ vọng cũng đã không quay trở lại mức
trước cú sốc trong giai đoạn GI , nhưng nó đã quay trở lại trong vòng một năm trong
giai đoạn GM.
- Cú sốc lạm phát thực cũng có kết quả tương tự.
5Để tiết kiệm không gian, tác giả trình bày kết quả hai giai đoạn 1953:1 -1979:1(thời kỳ lạm phát cao – GI) và 1985:1 –
2007:1(thời kỳ ổn định cao – GM) trong hình 3, còn giai đoạn 1979:2 – 2001:1 được trình bày trong hình 4
6Giai đoạn 1953:1-1979:1, cú sốc dầu là cú sốc với biến giả nguồn cung dầu Hamiton và giai đoạn 1985:1-2007:1, cú sốc dầu là
cú sốc trong sự gia tăng giá dầu ròng. Tất cả các phản ứng đều theo tỷ lệ phần trăm. Cú sốc giá hàng hóa là cú sốc tăng 100 %,

những cú sốc còn lại là cú sốc tăng 1 %. Trong mỗi biểu đồ, đường màu đen thể hiện ước lượng điểm, khoảng bóng tối thể hiện
ước lượng khoảng với độ tin cậy là 68%, khoảng bóng mờ thể hiện ước lượng khoảng với độ tin cậy 90%. Trục x biểu thị các thời
kỳ 6 tháng.
13
54.
14
55. Tuy nhiên, trong cả hai thời kỳ GI và GM , cú sốc kỳ vọng có ảnh hưởng nhiều lên kỳ
vọng lạm phát của công chúng hơn là ảnh hưởng của cú sốc lạm phát thực tế. Thật vậy, trong giai
đoạn GI, trước cú sốc tăng 1% trong lạm phát kỳ vọng, sau 12 năm, lạm phát kỳ vọng vẫn còn ở
mức cao hơn 0,8 % so với mức ban đầu, trong khi nó chỉ còn ở mức khoảng hơn 0,2% trước cú
sốc tăng 1% trong lạm phát thực tế. Trong giai đoạn GM, khoảng hai năm sau cú sốc, lạm phát kỳ
vọng vẫn còn cao hơn khoảng 0,4% so với mức trước cú sốc lạm phát kỳ vọng, trong khi nó đã
trở lại mức trước cú sốc khi phản ứng với cú sốc lạm phát thực tế.
56. Đối với cú sốc tăng 1% trong tỷ lệ thất nghiệp, lạm phát kỳ vọng chỉ giảm trong thời kỳ
mẫu GM. Còn đối với cú sốc tăng 1% trong lãi suất danh nghĩa ngắn hạn, lạm phát kỳ vọng phản
ứng tăng trong cả hai thời kỳ GI, GM, nhưng những phản ứng này lại không có ý nghĩa thống kê.
Tuy nhiên với cú sốc nguồn cung dầu ngoại sinh (làm giá dầu tăng 1%), lạm phát kỳ vọng đã
tăng và có ý nghĩa thống kê trong giai đoạn GI. Nhưng trong thời kỳ mẫu GM, giá dầu tăng cao
hơn không gây ra một phản ứng tăng trong lạm phát kỳ vọng. Chúng ta sẽ thảo luận nhiều hơn về
những cú sốc giá dầu trong phần sau.
 Hình 4 cho thấy phản ứng của lạm phát kỳ vọng với từng cú sốc trong thời kỳ mẫu 1979:2-
2001:1 là tương tự như trong thời kỳ GM 1985:1-2007:1, nghĩa là sự phản ứng của lạm phát kỳ
vọng rất yếu và ngắn ngủi.
15
57.
16
58. Lạm phát kỳ vọng vẫn tăng trước cú sốc lạm phát thực tế hay của chính lạm phát kỳ vọng.
Tuy nhiên, lạm phát kỳ vọng dường như không phản ứng trước cú sốc trong giá cả hàng hóa, giá
dầu, hoặc thất nghiệp. Ngược lại, lạm phát kỳ vọng đã giảm trước cú sốc trong lãi suất danh
nghĩa ngắn hạn, và sự giảm này trong lạm phát kỳ vọng là có ý nghĩa thống kê, điều này cho thấy

hành động của chính sách tiền tệ có thể trực tiếp ảnh hưởng đến kỳ vọng lạm phát của công
chúng.
58.1. Mức độ ảnh hưởng của các cú sốc đến lạm phát kỳ vọng
59. Chúng ta sẽ xem xét mức độ quan trọng của các cú sốc trong việc giải thích cho sự
thay đổi của lạm phát kỳ vọng bằng cách phân rã phương sai của lạm phát kỳ vọng trong cả ba
giai đoạn mẫu. Khung bên trái thể hiện kết quả với “thứ tự định chuẩn” và khung bên phải là kết
quả với thứ tự thay thế -lạm phát kỳ vọng được xếp cuối cùng.
17
60.
18
61. Chúng ta tập trung vào phân rã phương sai trong tám kỳ đầu (tương ứng với bốn năm). Ta
thấy rằng, bộ ba cú sốc lạm phát thực tế, giá cả hàng hóa và chính lạm phát kỳ vọng cùng
nhau giải thích khoảng 95% trong thay đổi của lạm phát kỳ vọng trong giai đoạn mẫu
trước năm 1979, nhưng chỉ giải thích khoảng 80% trong các thời kỳ mẫu sau 1979. Sự
suy giảm này một phần do sự suy giảm trong sự đóng góp tương đối của giá cả hàng hóa:
những cú sốc giá hàng hóa chỉ giải thích khoảng 11% - 22% sự thay đổi của lạm phát kỳ
vọng trong các giai đoạn sau 1979, trong khi ở giai đoạn mẫu trước 1979 nó đã giải thích
tới 40% - 50% của sự thay đổi.
61.1. Sự thay đổi trong phản ứng động của lạm phát trước các cú sốc thông qua chính
sách tiền tệ
62. Hình 5, hình 6 và hình 7 trình bày các phản ứng động của lạm phát thực tế, lạm
phát kỳ vọng, lãi suất thực và lãi suất danh nghĩa (đại diện cho chính sách tiền tệ của FED) trước
các cú sốc riêng rẽ.
7
63. Đầu tiên, hình 5 trình bày các phản ứng động với cú sốc tăng 1% trong kỳ vọng
lạm phát.Ta thấy lãi suất danh nghĩa và lãi suất thực tế đã tăng đáng kể để phản ứng với một cú
sốc kỳ vọng trong thời kỳ mẫu 1979:2-2001:1, trong khi nó không phản ứng như thế trong thời
kỳ mẫu trước 1979. Điều này cho thấy FED đã cho phép lạm phát tăng trước 1979, tuy nhiên lại
không cho phép lạm phát tăng trong đầu những năm 1980. Trong thời kỳ mẫu gần đây nhất
(1985:1-2007:1), phản ứng của lãi suất danh nghĩa trước cú sốc kỳ vọng có phần yếu ớt so với

thời kỳ mẫu 1979:2-2001:1, lãi suất danh nghĩa tăng rất thấp (0.5%) so với sự gia tăng trong lạm
phát kỳ vọng (1%), do đó lãi suất thực ban đầu giảm (-0.5%), nhưng chỉ một kỳ (6 tháng) sau cú
sốc nó đã trở về với mức ban đầu. Vì trong suốt thời kỳ mẫu này lạm phát chỉ ở mức thấp, ổn
định và kỳ vọng lạm phát cũng ổn định, nên phản ứng của lãi suất trước cú sốc kỳ vọng không
mạnh mẽ như trong giai đoạn 1979-2001. Tuy nhiên, thực tế là lạm phát kỳ vọng đã bị đảo ngược
và không còn dẫn đến một sự gia tăng liên tục trong lạm phát thực tế do công chúng tin rằng FED
sẽ tiếp tục không cho phép lạm phát tăng, do đó, sẽ giữ lạm phát thấp và ổn định.
7Các phản ứng được tạo ra từ mô hình VAR. Trong đó, mẫu 1953:1-1979:1 và 1979:2-2001:1 với biến giả là cú sốc cung dầu
Hamilton (Panel A và Panel B), mẫu mở rộng 1985:1-2007:1 với biến giả là sự tăng giá dầu ròng Hamilton (Panel C). Phản ứng
lãi suất thực là sự khác biệt giữa phản ứng lãi suất danh nghĩa và phản ứng lạm phát kỳ vọng.
19
64.
20
65. Tiếp theo, hình 6 trình bày các phản ứng động với cú sốc tăng 100% trong chỉ số
CPI.
21
66.
22
67. Như đã nói trong hình 3 và 4, mức độ ảnh hưởng của giá cả hàng hóa lên lạm phát
kỳ vọng giảm đáng kể theo thời gian. Cú sốc tăng 100% trong giá cả hàng hóa làm tăng lạm phát
kỳ vọng kéo dài trong thời kỳ mẫu trước 1979 nhưng chỉ ngắn ngủi trong các thời kỳ mẫu sau
1979.Trong hình 6 ta tiếp tục xem xét các phản ứng của lạm phát kỳ vọng và lạm phát thực tế
trong mối quan hệ với phản ứng của chính sách tiền tệ trước cú sốc giá cả hàng hóa cho cả 3 thời
kỳ mẫu. Nhìn vào đồ thị cho thời kỳ mẫu 1953:1-1979:1, chúng ta thấy rằng lãi suất danh nghĩa
và lãi suất thực ban đầu tăng để phản ứng với sự tăng lên bất ngờ trong giá cả hàng hóa, nhưng lãi
suất danh nghĩa tăng không đủ để bù đắp sự gia tăng trong lạm phát kỳ vọng do cú sốc giá cả
hàng hóa gây ra, dẫn đến một sự suy giảm trong lãi suất thực. Sự suy giảm trong lãi suất thực này
kéo dài (thậm chí 12 năm sau cú sốc) và có ý nghĩa thống kê. Ngược lại, phản ứng của lãi suất
thực đối với cú sốc giá cả hàng hóa khá khác trong các thời kỳ mẫu sau 1979. Đặc biệt, trong giai
đoạn 1985:1-2007:1 lãi suất thực tăng và vẫn dương khoảng 6 tháng sau cú sốc.

68.  Các kết quả này nhất quán với những quan điểm cho rằng FED đã cho phép sự gia
tăng của lạm phát giai đoạn trước 1979, tuy nhiên phản ứng mạnh mẽ trước sự gia tăng
của lạm phát khi phản ứng với cú sốc tạm thời trong giá cả hàng hóa giai đoạn đầu 1980,
và công chúng tin rằng FED sẽ tiếp tục kiềm chế lạm phát, do đó đã hạn chế sự truyền dẫn
của cú sốc giá cả hàng hóa đến lạm phát kỳ vọng và lạm phát thực tế.
69. Cuối cùng, hình 7 cho ta thấy các phản ứng của lạm phát thực tế, lạm phát kỳ
vọng, lãi suất danh nghĩa, và lãi suất thực trước cú sốc giá dầu. Như đã nói ở trên, sự gia tăng giá
dầu có khả năng là do sự tăng lên trong nhu cầu toàn thế giới chứ không phải chỉ do sự gián đoạn
trong sản xuất dầu ở Trung Đông. Để so sánh các tác động của sự tăng lên trong giá dầu lên các
biến kinh tế vĩ mô giữa các thời kỳ mẫu, tác giả áp dụng sự tăng giá dầu ròng của Hamilton
(2003) để đo lường cú sốc giá dầu.
70. Nhìn tổng quan hình 7 ta thấy rằng, các cú sốc giá dầu chỉ có những tác động nhất
thời lên lạm phát thực tế và lạm phát kỳ vọng trong cả 3 thời kỳ mẫu. Vì cú sốc giá dầu có tác
động nhất thời lên lạm phát thực tế nên không chắc rằng các cú sốc dầu có thể giải thích cho lạm
phát cao dai dẳng trong những năm 1970, như đã nêu trong LSS (2007).
71.
23
72.
73. Trong thời kỳ mẫu trước 1979, cú sốc tăng giá dầu dẫn đến một sự tăng lên tạm thời trong
của lạm phát thực và kỳ vọng, và những gia tăng này có ý nghĩa thống kê. Tuy nhiên,
phản ứng của lạm phát thực tế và kỳ vọng rất yếu ớt và đảo ngược khá nhanh trong các
24
thời kỳ sau 1979. Giai đoạn 1979:2-2001:1, cú sốc tăng giá dầu dẫn đến một sự tăng lên
trong lạm phát thực tế, nhưng không làm tăng lạm phát kỳ vọng. Giai đoạn 1985:1-
2007:1, phản ứng ban đầu của lạm phát kỳ vọng trước cú sốc tăng giá dầu là giảm và có ý
nghĩa thống kê. Những kết quả này có vẻ nhất quán với quan điểm là công chúng tin sự
gia tăng trong lạm phát thực tế do dầu gây ra có thể sớm đảo ngược và, do đó, không điều
chỉnh kỳ vọng lạm phát.
74. Phản ứng của lãi suất đối với các cú sốc giá dầu được thể hiện trong hình 7 cũng
chỉ ra rằng chính sách tiền tệ có thể giải thích một phần cho các phản ứng yết ớt của lạm phát

thực tế trước các cú sốc dầu trong thời kỳ mẫu 1985:1-2007:1. Trong thời kỳ trước 1979, lãi suất
thực tế giảm trước cú sốc tăng giá dầu, sự sụt giảm đáng kể duy trì lên đến 2 năm sau cú sốc (cho
thấy FED đã cho phép sự gia tăng trong lạm phát). Tuy nhiên, trong thời kỳ mẫu 1979:2-2001:1
lãi suất thực tăng đáng kể trước cú sốc giá dầu (FED đã không cho phép sự gia tăng trong lạm
phát thực). Trong thời kỳ mẫu 1985:1-2007:1, lãi suất thực vẫn tăng, tuy nhiên không phải do sự
can thiệp mạnh của FED, mà do sự suy giảm trong lạm phát kỳ vọng. Phản ứng giảm trong lạm
phát kỳ vọng giai đoạn này cho thấy công chúng tin là FED sẽ tiếp tục kiềm chế lạm phát và, do
đó, sẽ không gia tăng kỳ vọng lạm phát, mặc dù giá dầu tăng gây ra lạm phát thực tế. Kết quả cú
sốc tăng giá dầu không làm cho công chúng tăng dự báo lạm phát cho thấy FED có thể đã giành
được sự tín nhiệm.
74.1. Phân tích độ vững:
75. Các kết luận chính của bài viết này có vẻ vững khi thay đổi một số chi tiết kỹ thuật
của mô hình VAR. Đặc biệt, với thứ tự thay thế mà chúng tôi cho phép lạm phát kỳ vọng phản
ứng với tất cả các biến khác của mô hình VAR trong cùng thời kỳ, các phản ứng của lạm phát kỳ
vọng đối với các cú sốc khác nhau không khác biệt đáng kể so với những gì được phát hiện trong
thứ tự định chuẩn, ngoại trừ tỷ lệ thất nghiệp (lạm phát kỳ vọng đã giảm để phản ứng với sự tăng
lên bất ngờ trong tỷ lệ thất nghiệp trong cả 2 thời kỳ mẫu).
76. 3.5 Kết luận
77. Kết hợp sử dụng mô hình VAR và thước đo khảo sát đo lường kỳ vọng lạm phát
của công chúng được trình bày trong cuộc khảo sát của Livingston về lạm phát kỳ vọng, bài
nghiên cứu này điều tra những phản ứng của lạm phát kỳ vọng đối với các cú sốc nhất thời của
một vài biến kinh tế vĩ mô qua ba thời kỳ mẫu, 1953:1-1979:1, 1979:2-2001:1 và 1985:1-2007:1.
78. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm cho thấy rằng lạm phát kỳ vọng đã thay đổi một cách
trực quan khi phản ứng với các cú sốc của các biến kinh tế vĩ mô này. Nhìn chung, lạm
phát kỳ vọng tăng nếu có một sự tăng bất ngờ nhất thời trong lạm phát thực, giá cả hàng
25