Những biến động lạm phát gần đây ở Ấn Độ

Kỳ vọng lạm phát và Chính sách tiền tệ ở Ấn Độ:
Nghiên cứu thực nghiệm
Chuẩn bị bởi Michael Debabrata Patra và Partha Ray1
Thẩm quyền phân phối của Arvind Virmani
Tháng 3 năm 2010

Tóm tắt
Bài nghiên cứu này không được xem là đại diện cho quan điểm của IMF. Quan điểm thể hiện
trong bài nghiên cứu này là của các tác giả và không nhất thiết thể hiện quan điểm của IMF hay
chính sách của IMF. Bài nghiên cứu được tiến hành bởi các tác giả và được công bố để gợi ra ý
kiến và tranh luận thêm.
Bài nghiên cứu này theo đuổi một cách tiếp cận chuyên sâu dẫn đến kết quả lạm phát trong
tương lai, bằng việc khám phá ra các yếu tố quyết định của kỳ vọng lạm phát theo mô hình đường
cong Phillips Keynes mới theo cách tính toán của từng quốc gia cụ thể, lập trường của chính sách
tiền tệ và tài khóa, chi phí cận biên và cung cấp những cú sốc ngoại sinh. Kết quả thực nghiệm chỉ
ra rằng lạm phát cao và leo thang sẽ khiến người dân dự đoán về mức lạm phát trong tương lai và
kéo dài. Điều cốt lõi là chính sách tiền tệ phải hành động chống lại lạm phát ngay bây giờ chứ
không phải là hành động tức thời khi sức ép xã hội lên cao.

I.Bối cảnh
Trong nhiều tháng nay, cuộc khủng hoảng toàn cầu đã có dấu hiệu phục hồi. Các nước Châu Á
đã thoát ra khỏi khủng hoảng là do sự phục hồi mạnh mẽ ở thị trường này, Ấn Độ và Trung Quốc
đã thiết lập một thế hình chữ V. Trong khi vết thương vẫn còn âm ỷ dù không quá tồi tệ nhưng rõ
ràng có một sự đồng thuận là việc cứu chữa sẽ chậm lại, do dự, thất nghiệp và tín dụng bị thắt chặt
ít nhất là trong giai đoạn đầu. Con đường phục hồi đang vướng những trở ngại. Mối quan tâm
hàng đầu là nguy cơ lạm phát gia tăng, đặc biệt là ở các nước đang phát triển, nguy cơ thực sự là
chính sách tiền tệ ở các nước này sẽ phải thắt chặt hơn, và phải kiềm chế tăng trưởng trong giai
đoạn đầu.
Sự gia tăng lạm phát đang đặt những nhà hoạch định chính sách tiền tệ trên thế giới trong tình
thế tiến thoái lưỡng nan – đây là tranh luận kinh tế đau đầu nhất hiện nay (Samuelson 2009). Lạm
phát thường hay còn gọi là lạm phát ngắn hạn xuất hiện thoáng qua cùng với những rủi ro giảm

phát tồn tại dai dẳng ở một số nơi, sự chững lại trong hoạt động kinh tế đang mang đến những lý


do cơ bản để tiếp tục chính sách tiền tệ ở mức cao hơn. Đồng thời, lo ngại sự gia tăng mầm móng
của lạm phát trong tương lai đang được ươm mầm trên mảnh đất của sự thanh khoản dồi dào. Bài
học từ quá khứ là: các vấn đề tâm lý. Làm phát đã định hình theo cách mà các chủ thề kinh tế kỳ
vọng. Nếu họ lo sợ lạm phát, họ hành động theo cách mà nó sẽ xảy ra. Điều ngược lại cũng đúng,
chẳng hạn nhớ lại cuối những năm 1940.
Tại Ấn Độ, có lẽ nhiều hơn hẳn so với các nơi khác, tình thế tiến thoái lưỡng nan càng rõ ràng
hơn. Trong khi lạm phát thường theo chỉ số giá bán buôn (WPI) đã tăng từ khoảng 1% trong tháng
10 năm 2009 lên 9,9% trong tháng 2 năm 2010, lạm phát chỉ số giá tiêu dùng (CPI) đã gia tăng hai
con số đối với giá lương thực trong hơn một năm. Lạm phát hai con số được thể hiện trong thành
phần thực phẩm của WPI. Chỉ số hàng hóa thực phẩm tăng 17,8% từ đầu tháng 2 năm 2010. Chỉ
số giá cả hàng hóa được điều chỉnh với tỷ trọng 22,03% trong rổ giá bán buôn và bao gồm chủ yếu
là các mặt hàng thực phẩm, tăng 15,5%! Điều đáng lo ngại là sự gia tăng này đang xảy ra trong
một môi trường có tính thanh khoản dồi dào có thể được bắt nguồn từ sự phản ứng lại chính sách
lúc bắt đầu của cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu trong tháng 9 năm 2008 khi thị trường tài
chính trong nước bị thu hẹp để đáp ứng với sự phát triển toàn cầu và tính thanh khoản bị đóng
băng (Subbarao, 2008a, 2008b, 2009a và 2009b mô tả toàn diện về tác động của cuộc khủng
hoảng ở Ấn Độ và phản ứng của chính sách).
Giá lương thực tăng cao là một sự kết hợp của các yếu tố cấu trúc và tính chu kỳ. Mặc dù áp
lực lạm phát lại bắt nguồn từ giá lương thực tăng cao có thể hạn chế phạm vi hoạt động của chính
sách tiền tệ, có tác động đối với kỳ vọng lạm phát nếu những áp lực giá cả vẫn tiếp tục tồn tại. Nếu
nỗi lo lạm phát được gắn vào những sự kỳ vọng, sớm hay muộn, chính sách tiền tệ sẽ phải rơi vào
tình thế khó khăn. Điều này đòi hỏi sự quản lý thận trọng trong việc xem xét sự đánh đổi: vấn đề
lạm phát cần giải quyết trước, sau đó mới đến tăng trường. Chỉ quan tâm lạm phát thì sẽ có nguy
cơ làm chệch hướng sự tăng trưởng mong manh, trong khi chỉ quan tâm đến tăng trưởng có thể tạo
ra sự kỳ vọng lạm phát (Subbarao, 2009c). Sự đánh đổi này trở nên rõ ràng hơn - tăng trưởng đã
tăng tốc đến gần 8% trong quý 3 năm 2009 và gần như có một sự đồng thuận, lạm phát được
mong đợi sẽ tăng từ mức thấp hiện tại đến một mức độ tương tự vào đầu năm 2010, nếu không thì

sớm hơn. Làm thế nào để chính sách tiền tệ phản ứng lại khi lạm phát do cầu kéo gây ra.
Mọi người nghĩ gì về lạm phát và điều gì thúc đẩy họ phải suy nghĩ cách họ làm là chủ đề của
bài nghiên cứu này. Mặc dù nghiên cứu tập trung vào Ấn Độ, nhưng các phân tích và kết luận
mang tính tổng quát rằng nên có thể áp dụng vào các nền kinh tế mới nổi khác đang phải đối mặt


với những thách thức tương tự. Phần còn lại của bài nghiên cứu được chia thành bốn phần bắt đầu
với một số biến động lạm phát ở Ấn Độ và tiếp đến là những sự phân tích - đo lường những kỳ
vọng lạm phát và thăm dò những yếu tố quyết định của họ - và kết quả thu được từ mô hình lạm
phát kỳ vọng có thể khác với quan điểm chính sách tiền tệ. Ở mỗi giai đoạn, bài nghiên cứu này
đóng góp thêm sự liên quan tới các lý thuyết. và cuối cùng là phần kết luận.

II. Những biến động lạm phát gần đây ở Ấn Độ:
Những biến động trong chỉ số giá bán buôn (WPI), chỉ số này tương tự như chỉ số giá sản xuất,
được điều tiết vì mục đích chính sách và dùng làm chỉ số đo lường lạm phát chính ở Ấn Độ. Việc
dùng chỉ số WPI để đo lường lạm phát, khác với thông lệ quốc tế là dùng CPI, là do nó dựa trên
phạm vi tính toán rộng hơn, bao gồm 447 hạng mục, trong đó lĩnh vực sản xuất chiếm 57% và do
tính sẵn có của các dữ liệu tính toán cần thiết (gần đây, chỉ số này được phát hành hàng tuần vì
tính thực tiễn của nó liên quan đến các khoản mục chính như thực phẩm và nhiên liệu; từ tháng
10/2009, chỉ số WPI được phát hành hằng tháng). Thị trường tài chính rất nhạy với những công bố
thông tin về chỉ số WPI do sự kì vọng về khả năng can thiệp chính sách tiền tệ của chính phủ.
Trong giai đoạn sắp đến, việc dùng WPI sẽ giúp rút kết ra được những chỉ số phản ánh đúng hơn
những gì thị trường mong đợi về lạm phát. CPI được tính toán cho 4 thành phần xã hội – công
nhân nhà máy, nhân viên làm việc trí óc và lao động nông nghiệp/nông thôn – khác nhau ở cách
phân bổ tỷ trọng các loại trong rổ hàng hóa tiêu dùng, và quan trọng trong việc xây dựng các chỉ
số cho các đối tượng làm công ăn lương. Biến động của chỉ số CPI ảnh hưởng đến các hộ gia đình
vì tỷ trọng thực phẩm và các loại hàng hóa, dịch vụ thiết yếu khác chiếm tỷ trọng cao. Nói cách
khác, phạm vi và cách tính toán CPI bị nằm dưới sự giám sát – ví dụ, CPI cho công nhân nhà máy
chỉ gồm 260 khoản mục có trong WPI. Theo ngân hàng trung ương Ấn Độ (RBI) những chỉ số giá
sẵn có không thể nắm bắt hết được các điều kiện cơ bản dẫn đến lạm phát do phạm vi tính toán

không phù hợp và cũng bởi vì khoản thời gian sử dụng để tính toán không phản ánh được những
chiều hướng tăng giảm trong sản xuất và tiêu dùng. RBI đã nhấn mạnh cần thiết phải tiến hành
chỉnh sửa lại phạm vi và cập nhật giai đoạn tính toán cho các chỉ số WPI đồng thời đề xuất 2 chỉ
số CPI – CPI thành thị và CPI nông thôn. Chỉ số điều chỉnh giảm GDP là chỉ số đo lường lạm
phát thích hợp nhất ở Ấn Độ nhưng nó chỉ được công bố hằng năm và với độ trễ dài. Các phương
pháp đo lường lạm phát đã được phát triển trên nguyên tắc giá trị trung bình loại trừ, đặc biệt ở
RBI, nhưng việc thực hiện còn quá máy móc và không được công chúng đón nhận do nó đánh
đồng mọi thứ và do thực phẩm và nhiên liệu vốn bị loại đi theo cách tính như vậy lại chiếm tỷ
trọng cao trong rổ hàng hóa tiêu dùng. Trong những năm gần đây, do các chỉ số luôn biến động,


RBI đã nỗ lực đầu tư khảo sát kì vọng về lạm phát bao gồm cả tham khảo những dự đoán từ các
chuyên gia. Kết quả của các cuộc khảo sát này, khi được công bố, hứa hẹn mang đến một viễn
cảnh phấn khởi cho nghiên cứu và phân tích cho việc thực hiện các chính sách kinh tế vĩ mô.
Từ năm 2008, có 2 giai đoạn nổi bật trong quá trình biến đổi của các nhân tố gây lạm phát. Chỉ
số lạm phát WPI lên đỉnh điểm vào tháng 8 năm 2008 và sụt giảm ngay sau đó – trùng khớp với sự
tăng lên cao của chỉ số hàng hóa quốc tế dẫn đến sự hạ nhiệt của lạm phát toàn cầu sau đó – cho
thấy nền kinh tế Ấn Độ tương ứng với vòng quay luân chuyển của kinh tế toàn cầu. Lạm phát giá
tiêu dùng từng năm ở các nước OECD đã giảm xuống - 0.3% vào tháng 8 năm 2009 kể từ khi đạt
đỉnh 4.9%. Trong số các nền kinh tế lớn như Mỹ, Nhật Bản và Châu Âu, con số này bị âm. Chỉ số
lạm phát cũng được theo dõi ở các nền kinh tế lớn cùng với lạm phát giá sản xuất, giống như ở các
thị trường mới nổi (EMEs). Ở các thị trường mới nổi, lạm phát giảm đáng kể kể từ tháng 7 năm
2008, cùng lúc với sự sụt giảm của giá hàng hóa quốc tế, và sự trì trệ chung trong các hoạt động
kinh tế gây ra bởi khủng hoảng tài chính toàn cầu. Trong các thị trường mới nổi, lạm phát giá tiêu
dùng ở Trung Quốc và Thái Lan là con số âm vào đầu năm 2009, và ở Malaysia là vào tháng 6
năm 2009; những nước khác cũng chịu chung áp lực giảm giá hàng hóa. Theo IMF (tháng 1 năm
2010), lạm phát toàn cầu vẫn sẽ ở mức thấp do mức độ dụng vốn và kì vọng lạm phát vẫn giữ
nguyên. Lạm phát ở những nước phát triển dự đoán sẽ gần bằng 0 vào năm 2009 và 1.3% vào năm
2010; nói cách khác, lạm phát ở những nước đang phát triển sẽ tăng lên từ 5.2% năm 2009 lên
6.2% vào năm nay. Trung Quốc, vài nước ASEAN và hầu hết các nền kinh tế mới nổi ở Châu Âu

rất có thể sẽ chứng kiến lạm phát ở mức 5% (biểu 1).

Biểu đồ 1: lạm phátgiá tiêu dùng


Đằng sau những chỉ số này cho thấy rủi ro lạm phát đang tăng lên, đe dọa dẫn đến các điều
kiện bất lợi. Giá cả hàng hóa quốc tế giảm mạnh trong suốt từ tháng 7 đến tháng 9 năm 2008,
nhưng đã có dấu hiệu phục hồi. Giá cả các mặt hàng ngũ cốc như gạo, lúa mì, bắp đã tăng lên một
chút mặc dù vẫn thấp hơn nhiều so với thời điểm nửa đầu năm 2008. Giá dầu thô quốc tế đã tăng
lên dần kể từ tháng 3 năm 2009 do phản ứng với những kì vọng về cầu tăng cũng như những cắt
giảm sản lượng sản xuất bởi tổ chức các nước sản xuất và xuất khẩu dầu hỏa (OPEC) đã đẩy giá
lên. Giá dầu thô đã chạm mức 80 USD/ thùng vào tháng 21/1/2009 và vẫn giữ đà tăng lên. Giá
kim loại đã tăng trở lại từ tháng 4 năm 2009, dẫn đầu là đồng, chì và Niken, chủ yếu là do nhu cầu
tăng cao từ Trung Quốc.
Như đã đề cập bên trên, lạm phát ở Ấn Độ, được đo lường bởi chỉ số WPI, diễn tiến giống với
lạm phát thế giới (giảm mạnh từ 12.9% vào tháng 8 năm 2008 xuống còn 0.8% vào cuối tháng 3
năm 2009), đã tiến vào thời kì lạm phát âm trong 13 tuần liên tiếp bắt đầu từ tháng 6 năm 2009,
trước khi trở lại dương từ đầu tháng 9 năm 2009. Từ tháng 12, áp lực giá đã tăng lên mạnh mẽ. Rõ
ràng, những dấu hiệu này bắt nguồn từ điều chỉnh tăng lên của giá xăng dầu (có hiệu lực từ
2/7/2009), kéo theo giá của các sản phẩm được định giá theo thị trường như đường, rau quả, và


thuốc. Các mặt hàng thực phẩm có chỉ số lạm phát 2 chữ số, một phần chịu ảnh hưởng bởi can
thiệp điều chỉnh tăng ngưỡng thấp nhất của giá (MSP) cho hầu hết các loại hàng hóa nông sản,
nhưng cũng phản ánh những cam kết hạn chế cung ứng. Giá rau quả tăng nóng gần 20% hằng năm
vào 6/2/2010, mặc dù cũng có lúc giảm nhiệt. Sau đó ngày 13/3/2010, đến lượt dầu tăng 32%.
Lạm phát dựa trên các chỉ số CPI đã tăng lên từ tháng 6 năm 2008, chủ yếu do giá thực phẩm,
nhiên liệu và dịch vụ tăng, và đạt vào khoảng 16.2 -17.6% trong suốt tháng 1/2010. CPI cho lao
động nông nghiệp tăng nhanh hơn các chỉ số khác. Các chính sách được đưa ra vừa qua cho thấy
chỉ tập trung vào bên cung cấp: bán lúa mì từ dự trữ lương thực trên thị trường mở; bãi bỏ những

hạn chế về nắm giữ hàng tồn kho để thúc đẩy các nhà buôn tư nhân mua hàng trong suốt mùa thu
hoạch; các hạn chế mua đường với khối lượng lớn để trữ hàng và tăng cường bán hàng qua hệ
thống phân phối đại chúng; gỡ bỏ thuế nhập khẩu gạo, lúa mì và đường thô; và miễn thuế nhập
khẩu đường trắng/tinh luyện cả cho các công ty Nhà nước và thương gia tư nhân thay vì chỉ cho
các cơ quan được chỉ định trước đó. Mối lo ngại ở Ấn Độ là lạm phát CPI cao liên tục có thể sẽ
dẫn đến lạm phát do lương/giá đẩy và làm tăng kì vọng về lạm phát. (RBI, 2009)

Biểu đồ 2: động thái lạm phát CPI và WPI



Khá rõ là, RBI đã cho thấy sự khó khăn khi đối mặt với những nhân tố gây lạm phát. Công bố
chính sách tiền tệ hàng năm được phát hành vào tháng 4 năm 2009 của RBI cho năm 2009-2010
dự báo lạm phát WPI ở vào khoảng 4% vào cuối tháng 3/2010. Báo cáo quý 1 về chính sách tiền
tệ phát hành vào tháng 7/2009 có nêu lạm phát WPI thấp hoặc âm là do hiệu ứng dữ liệu thống kê
và không dẫn đến giảm kì vọng lạm phát. Do đó, dự đoán về lạm phát WPI tăng lên 5%. Trong
công bố chính sách tiền tệ vào tháng 10/2009, RBI đã chỉ ra rằng hiệu ứng dữ liệu thống kê, đã
gây nên lạm phát WPI âm trong suốt từ tháng 6-8/2009, được trông đợi là sẽ có tác dụng ngược lại
sau khi giá thực phẩm tăng. Khảo sát kì vọng lạm phát hàng quý của RBI cho các hộ gia đình cho
thấy đa số những người được hỏi đều kì vọng lạm phát tăng trong 3 tháng tiếp theo và cả trong
năm sau. Theo đó, dự báo lạm phát WPI thấp nhất vào cuối tháng 3/2010 là 6.5%, với sai số phần
trên vì biến động ngưỡng trên đã được trọng yếu hóa. Trong công bố này, RBI đã cho thấy sự
chuẩn bị kỹ lưỡng trong điều chỉnh chính sách để phản ứng nhanh và hiệu quả trong ổn định hóa
những kì vọng về lạm phát. (RBI, 10/2009). Trong báo cáo hàng quý vào tháng 1/2010, RBI đã
chỉ ra rằng sai số phần trên của dự đoán về lạm phát đã được trọng yếu hóa và ghi nhận những dấu
hiệu của lực cầu, trong khi nâng mức dự báo lạm phát WPI cho cuối tháng 3/2010 là 8.5%. Gần
đây hơn, 19/3/10, RBI đã chỉ ra rằng những áp lực gây lạm phát đã đẩy nó lên khỏi mức dự báo,
phản ánh lên giá lương thực tăng, giá sản phẩm công nghiệp tăng, mức độ dụng vốn tăng, và giá
năng lượng và hàng hóa thông thường cũng tăng, “làm tăng rủi ro các áp lực liên quan đến cung,
góp phần vào lạm phát chung”

Theo dõi kỳ vọng lạm phát: Sự điều hành của cơ quan chức năng
Sự đa dạng của chỉ số giá cả và những khiếm khuyết của chúng mà đặc biệt là sự bất mãn
được lên tiếng bởi RBI tại Ấn Độ với những phán đoán mang tính cấp bách cùng với các chỉ số
vượt mức giới hạn là những lý do để mọi người tin rằng xảy ra lạm phát ngay lúc này, nó có khả
năng được dự báo trong tương lai gần, làm cho cho ngân sách và việc chi tiêu của dân chúng bị
giới hạn. Lúc nào cũng vậy, nói thì dễ hơn là làm. Tại thời điểm bắt đầu của việc điều hành lạm
phát, nỗ lực này gặp phải những phản ứng lệch pha. Các biện pháp tiêu chuẩn để đo lường lạm
phát kỳ vọng tuy đơn giản nhưng không dễ gì áp dụng tại Ấn Độ. Cũng không có những cuộc
khảo sát công khai về kỳ vọng lạm phát. Từ tháng 9 năm 2005, RBI tiến hành một cuộc khảo sát
kỳ vọng lạm phát hàng quý tại các hộ gia đình để theo dõi quá trình điều hành chính sách của
mình. Cuộc khảo sát bao gồm 4.000 hộ gia đình được sử dụng để lấy mẫu đại diện, qua 12 thành
phố trên khắp bốn khu vực của quốc gia. Thiết kế sẵn câu hỏi và câu trả lời để tìm ra mẫu đại diện
cho địa lý và giới tính. Cuộc khảo sát tìm kiếm (i) phản ứng đính tính về giá (giá chung cũng như


giá của các nhóm sản phẩm cụ thể) trong ba tháng và một năm tiếp theo, đồng thời (ii) đáp ứng số
lượng tại thời điểm hiện tại, ba tháng và một năm trước lạm phát. Ủy ban tư vấn kỹ thuật cho cuộc
điều tra (TACS) được thành lập trong suốt năm 2007 để kiểm tra tính nhất quán và độ tin cậy của
số liệu điều tra. Kết quả phân tích đã tiết lộ rằng các mô hình tiêu dùng khác nhau trên toàn thành
phố. Điều này cũng được phản ánh thông qua những biến đổi trong chỉ số giá chính thức giữa các
thành phố. Khoảng tin cậy được tính bằng các phương án lấy mẫu thu hẹp khoảng 20 đến 30 trọng
điểm, nhưng tăng thêm độ dài về thời gian, những câu trả lời gắn liền nhận thức của họ tại thời
điểm hiện tại về lạm phát hơn so với kỳ vọng của họ trong tương lai gần.
Từ những kết quả trên cho thấy, nhóm nghiên cứu đưa ra được đề nghị là các kết quả của khảo
sát có thể được công bố công khai vì lợi ích của việc cải thiện tính minh bạch của chính sách tiền
tệ (RBI, tháng 9 năm 2009). Ngay cả khi điều này có sẵn, thế nhưng cũng phải mất một thời gian
để thu thập đủ dữ liệu tại các điểm khảo sát để thực hiện các phân tích có ý nghĩa. Tương tự như
trường hợp khảo sát của RBI với những dự báo trong đó có một thiết kế có mục đích và bao gồm
những dự báo nghiên cứu trong phạm vi quốc gia được thiết lập và đưa ra các thông tin cập nhật
theo định kỳ về phát triển kinh tế - các ngân hàng đầu tư, ngân hàng thương mại, chứng khoán,

ngoại tệ, những nhà môi giới quốc tế, các tổ chức đào tạo có chọn lọc, các cơ quan xếp hạng tín
dụng, công ty chứng khoán, công ty quản lý tài sản, và các hình thức tương tự…Những dự báo
hàng năm cũng như hàng quý của các biến số quan trọng trong kinh tế vĩ mô bao gồm lạm phát
dựa trên WPI và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) phản ảnh từ phía người lao động trong ngành công
nghiệp, gắn liền với những tác động có thể xảy ra. Một số những điểm nổi trội của cuộc khảo sát
được cung cấp trong các báo cáo hàng quý của RBI, nhưng lại không có trong những phân tích
thực tế. Theo đánh giá chung của nhóm nội bộ RBI tuy các cuộc khảo sát là mới, và dữ liệu hiện
có sẵn nhưng lại có ít các thời điểm, những dự báo về GDP trước kia gắn với thực tế trong khi đó
các dự báo về lạm phát thì không phản ánh được nhiều về thực tế. Kết quả thực hiện tốt hơn nếu
được thực hiện với một khoảng thời gian dài hơn (RBI, 2009). Hơn nữa, ngay cả lạm phát kỳ vọng
từ những trái phiếu hoặc công cụ hoán đổi theo chỉ số lạm phát cũng không có sẵn. Nhóm nghiên
cứu đã đưa ra phương án phát hành trái phiếu được ước tính theo chỉ số vốn nhưng cầu trái phiếu
vẫn không nhiều khả quan.


III. Phương pháp luận
Kỳ vọng lạm phát từ lâu đã đóng một vai trò trọng tâm trong việc phân tích các chính sách tiền
tệ và kinh tế, kể từ khi ông Milton Friedman - thành viên Hiệp hội Kinh tế Hoa Kỳ đề c65p đến
vào năm 1968. Vấn đề về kỳ vọng bao nhiêu, đặc điểm gì - cho dù là kỳ vọng thích nghi hay hợp
lý, làm thế nào để đo lường chúng, làm thế nào đáp ứng một cách nhanh chóng với sự thay đổi
chính sách là một số trong nhiều khía cạnh của cuộc tranh luận dữ dội đã được ghi lại trong tiến
trình nghiên cứu. Những vấn đề này đã nảy sinh nhiều sự bất đồng ý kiến và chính điều này đã thúc
đẩy cho sự tìm kiếm các kỹ thuật và các phương pháp thu thập và xử lý thông tin tốt hơn (Mankiw,
Reis và Wolfers, 2003). Một vấn đề đã được đồng thuận, là trong khi lạm phát ảnh hưởng tới sức
mua, thì trong dài hạn kỳ vọng lạm phát ảnh hưởng đến hành vi của người dân. Trong bối cảnh
được thiết lập bởi các chính sách tiền tệ hướng tới tương lai – thì mục tiêu lạm phát đạt được qua
chính sách tiền tệ đã vượt ra ngoài tầm nhìn của Anglo-Saxon – ngày nay một trong những mục
tiêu chính của chính sách tiền tệ hiện đại là kiểm soát kỳ vọng lạm phát. Kiểm soát kỳ vọng lạm
phát là bước đầu tiên để kiểm soát lạm phát và giảm thiểu chi phí kiềm chế lạm phát, đặc biệt là
trong hoàn cảnh có những cú sốc bất lợi lớn.

Thật không may, vì khó có thể biết chính xác những kỳ vọng lạm phát của người dân, những
người khác nhau có những cách hiểu khác nhau về lạm phát là gì và họ mong muốn như thế nào.
Điều quan trọng nhất là sự mong đợi của những người trực tiếp thiết lập giá cả và tiền lương, đó là
những nhân viên, các doanh nghiệp. Tuy nhiên, với chi phí tổng quát có ba cách tiếp cận chính để
ước tính kỳ vọng lạm phát : trái phiếu chính phủ được chỉ số hóa theo lạm phát với ngụ ý là kỳ
vọng lạm phát là sự khác biệt giữa lợi tức trên một trái phiếu thông thường và lợi tức trên trái phiếu
có tính lạm phát với cùng một kỳ hạn; công cụ hoán đổi lạm phát này mang lại một hàng rào bảo
vệ chống lại rủi ro lạm phát được phản ánh trong mức phí; và các cuộc điều tra đo lường kỳ vọng
lạm phát bằng cách tìm hiểu xem người dân họ nghĩ gì, đặc biệt là khi họ có được nhận thức về
các vấn đề trước các tín hiệu lạm phát của thị trường tài chính. Mỗi biện pháp đều có những thiếu
sót của riêng nó, đây là những trở ngại nghiêm trọng cho phân tích thực nghiệm. Dựa trên các chỉ
số thị trường có thể phản ánh tỷ lệ rủi ro và nhiều yếu tố thị trường khác ngoài kỳ vọng lạm phát.
Ngay cả chỉ trực tiếp như số liệu quyết toán tiền lương có thể phản ánh không chỉ kỳ vọng lạm phát
mà còn các yếu tố như năng suất và khả năng chi trả. Các phương pháp khảo sát nhạy cảm với các
chỉ số đo lường cụ thể của lạm phát như CPI, WPI và các chỉ số tương tự. Các cuộc khảo sát
thường không chỉ định các chỉ số cụ thể có liên quan, và do đó, kết quả phải được giải thích một


cách thận trọng. Một số nghiên cứu cũng chỉ ra rằng các khảo sát thể hiện sự biến động cao
(Blanchflower et al, 2009). Vì vậy, chìa khóa để thiết lập chính sách tiền tệ hướng tới tương lai là
phải có một biện pháp đầy đủ đo lường kỳ vọng lạm phát. Trong trường hợp không có các biện
pháp thay thế thì nên áp dụng cách tiếp cận thứ hai là tốt nhất để đạt được gần đúng sự hình thành
của những kỳ vọng lạm phát với những giả định hợp lý liên quan đến hành vi.
Đo lường kỳ vọng lạm phát ở Ấn Độ: Một phương pháp tiếp cận phạm vi quốc gia
Trước tình hình này, một quy trình hai giai đoạn được áp dụng ở đây để khám phá động thái
của kỳ vọng lạm phát ở Ấn Độ. Đầu tiên, chúng tôi tiếp cận cách tính toán chuyên sâu liên quan
đến những mô hình khách quan và mô hình tiết kiệm của quá trình lạm phát thực tế và sau đó sử
dụng cách tiếp cận mở rộng để tạo ra một chuỗi kỳ vọng lạm phát của giai đoạn tiếp theo. Cách
tiếp cận này giả định hành vi hợp lý trong tất cả các thông tin có sẵn được sử dụng để đánh giá
những thay đổi về giá, nhưng về bản chất, tiền tệ là không trung lập trong ngắn hạn. Với mục đích

này, dữ liệu của WPI đưa ra ở tần số hàng tháng trên 1 năm cơ sở được sử dụng theo chuỗi thời
gian giá cả tổng hợp sau khi kiểm tra các điểm dừng của thuộc tính. Chuỗi thời gian bao gồm giai
đoạn từ tháng 4 năm 1997 đến tháng 12 năm 2008 trùng với giai đoạn của cuộc cải cách cơ cấu
trong nền kinh tế Ấn Độ, cuộc cải cách liên quan đến việc tự do hóa, là một sự thay đổi tiến bộ
theo hướng bãi bỏ các rào cản và định hướng thị trường nội bộ. Thời kỳ này cũng đánh dấu một sự
thay đổi trong chính sách tiền tệ đó là bãi bỏ các chỉ số tài chính, trong đó các thông tin có tần số
cao từ thị trường tài chính được đặt cạnh với sản lượng, tài chính, tiền tệ và cán cân thanh toán để
xây dựng nên viễn cảnh của chính sách. Các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng, xây dựng các mô
hình tổng hợp của lạm phát trong khoảng thời gian này rất phức tạp do biến động giá của các sản
phẩm chính, điều này chỉ ra rằng có sự liên kết chặt chẽ giữa các khu vực chính và các khu vực
khác của nền kinh tế. Hơn nữa, sự phát triển của hệ thống tiền tệ vẫn còn chứa đựng nhiều thông
tin tốt nhất về lạm phát trong tương lai, tuy nhiên các thông số chênh lệch về sản lượng không phù
hợp với nhau (Callen và Chang, 1999). Chúng tôi kiểm tra những phát hiện này trong việc kết hợp
các thông tin gần đây hơn với tần số tương đối cao (hàng tháng so với dữ liệu hàng quý / năm trong
các nghiên cứu trước đó).
Các thuộc tính của dữ liệu được giải thích trong phần sau, hàng loạt lạm phát hàng tháng được
mô phỏng (ARMA) trong đó các dữ liệu thể hiện các giá trị trong quá khứ (các thành phần AR)
và các giá trị hiện tại . Thuật ngữ AR và MA được sử dụng thông qua các thuật toán X12 và các
chẩn đoán khác, Đại diện ARMA cung cấp một mô hình đơn biến, xác định giá trị trung bình có


điều kiện như là một hằng số, và đo lường các phần biến còn lại với những ý nghĩa khác nhau. Các
đặc điểm kỹ thuật ARMA đã được lựa chọn thay thế một số công thức tìm kiếm sự phù hợp.
Phương pháp ARMA chủ yếu là thuyết bất khả tri và không thừa nhận kiến thức của bất kỳ mối
quan hệ nào. Chúng tôi thấy được rằng điều này rất hữu ích, ý thức rằng chúng ta không nên tuân
theo các quy trình tiêu chuẩn để đo lường kỳ vọng lạm phát vì lý do đã nêu trước đó, và dự báo
được tạo ra bởi mô hình nên càng khách quan càng tốt để được thực sự đại diện của những kỳ vọng
hợp lý của người dân trong tương lai. Không còn nghi ngờ gì nữa, có những bất lợi chủ quan của
nhận dạng mô hình, nó không gắn với bất kỳ lý thuyết hoặc cấu trúc cơ bản trước đó. Hơn nữa, đại
diện ARMA có thể là người nghèo với những dự đoán không cố định. Tuy nhiên, mô hình ARMA

đã chứng minh mạnh mẽ được trong việc tạo ra dự báo lạm phát ngắn hạn, và là một xem xét quan
trọng cho chủ đề của bài nghiên cứu này, và đã được tìm thấy để tạo ra mô hình cấu trúc phức tạp
hơn (Stockton và Glassman, 1987; Litterman, 1986; Meyler et al, 1998).
Với tần số của dữ liệu hàng tháng mỗi năm, số liệu phù hợp nhất cho quá trình lạm phát được thể
hiện dưới công thức
(1)

e
πt = f AR( p), MA(q), SAR(m), SMA(n)]
[
trong đó p, q, m và n đại diện tương ứng với AR, MA, SAR và các điều khoản SMA, và SAR
và SMA đại diện cho các kỳ thích hợp. Sử dụng (1) để dự báo viễn cảnh của lạm phát thu được đại
diện cho kỳ vọng lạm phát. Điều này được thực hiện bằng cách tạo ra một loạt hiệp phương sai
tĩnh.
Chúng tôi nhận ra rằng bằng cách tiếp cận dựa trên mô hình để tạo ra kỳ vọng lạm phát sẽ dẫn
đến những lời chỉ trích rằng chúng chỉ là dự báo cơ bản thu được từ mô hình lạm phát thực tế. Như
đã đề cập trước đó, đây là một cách tiếp cận thực tế tốt thứ hai mà chúng ta đang hạn chế áp dụng
trong trường hợp không có các biện pháp tiêu chuẩn của kỳ vọng lạm phát, nhưng các mục tiêu đã
nêu của RBI gắn kỳ vọng lạm phát trong việc tiến hành chính sách tiền tệ . Hơn nữa, nó bắt nguồn
từ một tiền lệ truyền thống (Meyler, Kenny và Quin, năm 1998; McCulloch và STEC, 2000;
Juntilla, năm 2001 là vì nó có thể có mục đích so sánh và xác minh kết quả của chúng tôi. Chúng
tôi kỳ vọng báo cáo trên cơ sở hàng tháng để tạo sự đồng thuận thông qua các cuộc điều tra bao
gồm các tổ chức tài chính như ngân hàng, quản lý quỹ và công ty tài chính (sau đây gọi là mong
đợi sự đồng thuận). Các báo cáo không có hệ thống và các mẫu biểu thì khác nhau từ tháng này
đến tháng nọ. Hơn nữa, những báo cáo này được cung cấp trên cơ sở cá nhân, trung bình có tính


đến tháng trước mà các dự báo này liên quan.
Hướng đi của các kỳ vọng lạm phát
Sau khi có một loạt kết quả các kỳ vọng lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu định lượng, giai

đoạn tiếp theo là để đánh giá sự hình thành của những kỳ vọng và cũng là vai trò của lạm phát kỳ
vọng trong việc hình thành quá trình lạm phát. Lạm phát kỳ vọng đóng một vai trò quan trọng
trong việc kiềm chế quá trình lạm phát ở Ấn Độ trong chính sách tiền tệ. Từ xác minh thực nghiệm
hợp lý trong bối cảnh Ấn Độ (RBI, 2002; Kapur và Patra, 2003) và trong truyền thống của Celasun
et al (2004) và Gelos và Iriondo (2008), chúng tôi ước tính đường cong Phillips Keynes giả định
hành vi hợp lý trên các đại diện, nhưng thị trường đó không rõ ràng, nghĩa là, giá cả luôn biến
động. Tiến trình liên quan đến việc ước lượng là hình thức để đánh giá vai trò của các yếu tố quyết
định và những thay đổi trong các động thái cơ bản. Các tài liệu khan hiếm liên quan đến khám phá
yếu tố thực nghiệm quyết định những kỳ vọng lạm phát trong nền kinh tế thị trường mới nổi, hoặc
tập trung vào mục tiêu quyết định (Minella et al, 2003; Celasun et al, 2004), và gần đây là vai trò
của ngân sách kỳ vọng (Celasun, Gelos, và Prati, 2004a và 2004b). Tại Ấn Độ, chính sách tiền tệ
không đặt ra mục tiêu lạm phát rõ ràng, nhưng có ngầm công nhận sự tồn tại của một ngưỡng chấp
nhận được của lạm phát. Các mô hình ước tính ở đây sẽ đưa vào các chỉ tiêu như lạm phát trong
quá khứ để đánh giá sự bền bỉ hoặc quán tính, chênh lệch đầu sản lượng thể hiện nhu cầu tổng hợp
và được đo lường như độ lệch của GDP thực tế tăng trưởng, xu hướng trong chi tiêu chính phủ
thực sự như một biện pháp quan điểm tài chính , lãi suất thực là một hiện thân của quan điểm chính
sách tiền tệ, những thay đổi trong tỷ giá hối đoái thực hiệu quả như là một đại diện cho các chi phí
cận biên và giá cả thực phẩm và nhiên liệu để nắm bắt được những cú sốc ngoại sinh mà nền kinh
tế Ấn Độ thường xuyên bị ảnh hưởng để có một quyết định về quá trình hình thành lạm phát. Về
bản chất, sự hiện diện của chênh lệch đầu ra, biến quan điểm chính sách, và đại diện cho các chi
phí cận biên và những cú sốc ngoại sinh phục vụ như là các biến để giúp cô lập các mức độ của sự
bền bỉ.
Đối với mục đích xác định các yếu tố quyết định của quá trình hình thành kỳ vọng lạm phát,
chúng tôi sử dụng phương pháp của Hendry (theo cách tiếp cận được gọi là Kinh tế học London
hoặc LSE) để có được mô hình kinh tế cuối cùng. Các lý thuyết và cách tiếp cận, cụ thể là cơ sở
phương pháp luận LSE mang lại một quy trình thực nghiệm với những mô hình kinh tế phù hợp
với hiện tượng thực tế trong hầu hết các khía cạnh trong đo lường (Chao, năm 2001; Campos et al,
2004). Ý tưởng chung chung của một mô hình cụ thể là khá trực quan. Thay vì giả tạo áp đặt bất kỳ

cấu trúc trên mô hình bất kỳ, nó bắt đầu từ một mô hình thống kê tổng hợp linh động, nắm bắt
được các đặc tính thiết yếu của các thiết lập dữ liệu cơ bản. Tiêu chuẩn của việc kiểm tra thống kê
sau đó được sử dụng để giảm độ phức tạp của nó bằng cách loại bỏ các biến không có ý nghĩa
thống kê và kiểm tra tính hợp lệ của các biến thừa để đảm bảo sự thích hợp của mô hình. Khi quá
trình cắt giảm đã được lặp đi lặp lại, có thể dẫn đến các chi tiết kỹ thuật

khác nhau.

Phép kiểm nghiệm, sau đó được sử dụng để kiểm tra, thường là không lồng nhau, chi tiết kỹ thuật,
và mô hình bao gồm các bước được lưu giữ để xem xét thêm. Nếu nhiều hơn một mô hình, nó sẽ
trở thành mô hình chung. Mô hình cụ thể được xem là tốt hơn quan hệ giả định. Ở thí nghiệm
Monte Carlo , cách tiếp cận chung thành công trong việc khôi phục các đặc điểm kỹ thuật của quá
trình tạo dữ liệu (DGP) với một độ chính xác đáng kể (Krolzig, 1999).
Vì vậy, phương trình ước tính có dạng như sau:
(2)

e
πt = f

πt-i, i (yt-i – y*), ig(EXPN) t-i, ig(REER) t-i, i πt-i PR , i πt-iFL]
[Σ
Σ
Σ
Σ
Σ
Σ
i

Trong đó, π
t-i

là lạm phát có độ trễ; (y-y*) là khoảng cách sản lượng định nghĩa là GDP thực tế

trừ đi xu hướng GDP (xem phụ lục 1), g (EXPN) là sự tăng trưởng các khoản chi thực tế của Chính
phủ trung ương, g (REER) là % thay đổi hàng tháng của chỉ số REER, πFL và πPR là tỷ lệ phần trăm
thay đổi giá nhiên liệu và các sản phẩm chính tương ứng. Các ký hiệu tổng hợp trên độ trễ khác
nhau. Sự điều chỉnh theo mùa không được thực hiện vì họ có thể chuyển đổi các thuộc tính chuỗi
thời gian của dữ liệu.
Bài thực hành được lặp đi lặp lại bằng cách sử dụng các dự báo từ sự đồng thuận, như đã nêu
trước đó, qua kiểm tra các phương trình. Điều này là cần thiết để đề cập đến các biến thay thế để
nắm bắt quan điểm chính sách tiền tệ như khoảng cách tiền tệ thực tế, tốc độ tăng trưởng cung tiền
và những thay đổi trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu quả được sử dụng nhưng không đáng kể
và do đó, không được báo cáo ở đây. Các kết quả ước lượng được thảo luận trong phần sau.
Tại thời điểm này, phần nghị luận ngoài đề ngắn gọn để các cuộc tranh luận về đường cong
Phillips Keynes là một kết nối giữa các kỳ vọng lạm phát và chính sách tiền tệ có thể là đáng giá.
Trong những năm sau các đặc điểm kỹ thuật ban đầu của đường cong Phillips vào năm 1958, mô
hình chi phối là kỳ vọng thích nghi. Điều này dẫn đến những ý tưởng được hình thành, với sự hiểu
biết về nền kinh tế và các thông tin có sẵn - những kỳ vọng hợp lý (Lucas, 1970) - một cái nhìn
cho giả thuyết rằng 'Mong đợi .... cơ bản giống như dự đoán của lý thuyết kinh tế có liên quan'


(Muth,1961). Trong thực nghiệm tiếp theo, điều chỉnh giá vốn đã chậm chạp, phản ánh cứng nhắc
danh nghĩa (Taylor, 1980; Rotemberg, 1982; Calvo, 1983) và các thông tin không hoàn hảo, bao
gồm cả về hành động của ngân hàng trung ương. Ngay cả Lucas đã chỉ ra rằng kỳ vọng là chủ đề
hợp lý để hạn chế thông tin. Bắt đầu từ những năm 1980, có tài liệu nêu rằng có sự thất bại của giả
thuyết kỳ vọng hợp lý cho sự hình thành kỳ vọng lạm phát [Batchelor và Dừa (1987), Pacquet
(1992) và Blanchflower et al (2009) cung cấp một đánh giá các bằng chứng thực nghiệm; Millet
(2007) thuật ngữ khái niệm kỳ vọng hợp lý theo kinh nghiệm: " sự phụ thuộc vào lý thuyết có thể
gây nhầm lẫn dễ dàng như các dữ liệu phụ thuộc"]. Một trích dẫn rộng rãi giải thích là các đại diện
như hộ gia đình, thậm chí các công ty thiếu tinh tế để hình thành kỳ vọng hợp lý. Sự hiện diện của

chi phí và bất đối xứng thông tin là một yếu tố lớn. Hầu hết các cuộc điều tra được đặc trưng bởi
mức giá cao không đáp ứng được hiệu quả. Nhiều người không có ý tưởng về các tỷ lệ lạm phát
trong tương lai. Ngoài ra, kỳ vọng được tìm thấy đôi khi không đúng và là một thực tế là nhận thức
cá nhân về lạm phát hiện nay là một yếu tố quyết định rất quan trọng của kỳ vọng lạm phát của họ.
Mô hình thông tin không hoàn hảo và hiệu ứng của nó trên các kỳ vọng lạm phát đã nở rộ.
Những mô hình này cung cấp một lời giải thích chính đáng của động lực lạm phát và có thể giải
thích nhiều về các sự kiện cách điệu về lạm phát (xem Kiley, 2009 cho một đánh giá toàn diện
gần đây). Một phát triển có ảnh hưởng đã được các mô hình kết hợp giá cả và thông tin kết dính
(Woodford, 2008). Đường cong Phillips Keynes nắm bắt được bản chất của động lực này rằng giá
cả kết dính bằng cách nào đó dẫn đến hành vi hướng tới tương lai, và lạm phát hiện nay được xác
định bởi kỳ vọng lạm phát, áp lực của nhu cầu hiện tại và dự kiến, và chi phí cận biên khác. Điều
này đã được sử dụng rộng rãi trong việc phân tích các chính sách tiền tệ - gần đây nhất là đặc
điểm kỹ thuật tiêu chuẩn "(McCallum, 1997). Đóng góp gần đây đã cung cấp bằng chứng ủng hộ
của học thuyết Keynes về

đường cong Phillips (Gail và Gertler năm 1999; Brissimis và

Magginas, 2008) và một số nghiên cứu đã chỉ ra rằng các quy tắc thiết lập giá ngược truyền thống
xuất hiện là thích hợp hơn để lựa chọn thay thế hướng tới tương lai ( Rudd và Whelan, 2005 xem
xét lại tổng thể của công việc này).

IV.Kết quả nghiên cứu
Việc tạo ra độ lệch về dự báo lạm phát thời gian tới được xem như là kỳ vọng lạm phát
nhằm hướng nghiên cứu theo một mô hình tiết kiệm. Đồ thị tương quan có hình lượn sóng thay
đổi theo chu kì, hàm tự tương quan sẽ trở về 0 sau khi độ trễ và hệ số tự tương quan từng phần suy
giảm. Mô hình Akaike và Schwarz-Bayesian đề nghị độ trễ bằng 1, ARMA (1, 1) là thích hợp.


Hơn nữa, theo quan điểm tính tần suất theo tháng của các dữ liệu và bằng chứng trực quan của hệ
thống chuyển động theo mùa, bao gồm cả AR theo mùa và MA 12 được đảm bảo (Box và Jenkins,

1970). Tất cả các dữ liệu được lấy từ cơ sở dữ liệu của IMF được cung cấp bởi Công ty TNHH dữ
liệu CEIC

Bảng 1: Phương trình lạm phát kỳ vọng
Variable
C
AR(1)
SAR(12)
MA(2)
SMA(12)
R-squared
AdjustedR-squared
S.E.of regression
Sumsquaredresid
Loglikelihood
F-statistic

Coefficient
0.0509
0.9100
-0.2284
0.3212
-0.8406
0.9285
0.9260
0.0061
0.0041
429.3937
360.5060 (0.00)

Std.Error
t-Statistic
0.0025
20.3436
0.0429
21.2210
0.1153
-1.9807
0.1023
3.1405
0.0310
-27.0923
Meandependentvar
S.D. dependentvar
Akaikeinfocriterion
Schwarzcriterion
Hannan-Quinncriter.
Durbin-Watsonstat

Prob.
0.0000
0.0000
0.0501
0.0022
0.0000
0.0530
0.0224
-7.3171
-7.1984
-7.2690

1.2447

Phương trình ước tính xuất hiện cũng được xác định chính xác các mục của bảng (Bảng 1) và
đồ thị biểu thị các dữ liệu thực tế và mô phỏng (PI và FORECASTPI tương ứng trong Biểu đồ 3)
cho thấy rằng các điểm chuyển cũng ràng buột một cách hợp lý, xác nhận sự lựa chọn của mô
hình.

Hình 3: Lạm phát thực tế và mô phỏng (PI)


Phương trình sau đây để dự báo mục đích để tạo ra các giai đoạn tiếp theo (tháng) của kỳ vọng
lạm phát:
πe = 0.006 + 0.91π

– 0.22 π
+ 0.20 π
+ ε + 0.32ε
- 0.85ε
- 0.27ε
t-1
t-12
t-13 t
t-2
t-12
t-14

Bảng 2: Mô hình Thống kê Biểu Diễn Mẫu
Statistic
RootMeanSquaredError
MeanAbsoluteError

MeanAbs. PercentError
TheilInequalityCoefficient
BiasProportion
VarianceProportion
CovarianceProportion

Value
0.005972
0.004394
9.244995
0.051917
0.001089
0.009193
0.989718

Ngược lại, lạm phát kỳ vọng đạt được từ dự báo của các tổ chức tài chính báo cáo cho
Consensus Economics (PIECONSENSUS trong Biểu đồ 4) xuất hiện trung bình biến động và thiết
lập một con đường trung đạo thông qua các điểm thực tế (PI) biến như hình dưới đây. Công bằng
mà nói, nó cần phải được đề cập để các dự báo này có được giả định để đại diện cho kỳ vọng lạm
phát của những người tham gia thị trường tài chính bị một số bất lợi đã đề cập trước đó như mẫu
báo cáo không trung thực, phản ứng khác nhau để dự đoán phản ứng chính sách tiền tệ phụ thuộc
vào vị trí trên đường cong lãi suất, bất đối xứng thông tin sẵn sàng chiếm lĩnh thị trường tài chính
Ấn Độ và chính sách tiền tệ không phản ứng và chính sách tiền tệ sẽ phản ứng với tiền được tạo ra


ở giữa chúng. Đúng lúc và với sự phát triển của quá trình có hệ thống thu thập thông tin và xử lý
dữ liệu, điều này có thể là gặt hái được thành công nhờ vào kỳ vọng lạm phát thông tin.

Biểu đồ 4: Đồng thuận dự báo lạm phát và lạm phát (tháng) thực tế

Bây giờ chúng ta chuyển sang câu hỏi quan trọng từ quan điểm chính sách: Những yếu tố nào
ảnh hưởng đến kỳ vọng lạm phát ở Ấn Độ?
Đặc tính chuỗi thời gian các biến
Nghiên cứu trước đây sử dụng số liệu lạm phát theo tháng (theo năm) ám chỉ đến khả năng đối
phó với một loạt xu hướng và xu hướng này có thể là thời gian khác nhau (McCulloch et al,
2000). Theo đó, khả năng có thể là lạm phát hàng tháng không có tính dừng, không thể bị loại trừ.
Tuy nhiên, hai thiếu sót liên quan đến. Đầu tiên, nó đã được lập luận rằng kiểm định nghiệm đơn
vị hoặc trong một mẫu hữu hạn vốn không có câu trả lời (Stock,1990; Cochrane, 1991) – kiểm
định nghiệm đơn vị tiêu chuẩn không có sức mạnh để phân biệt giữa một loạt đơn vị nghiệm với
các đơn vị nghiệm khác. Thứ hai, Sự khác nhau chắc chắn dẫn đến mất thông tin và nếu giả định
của một đơn vị nghiệm là không đúng, Sự khác biệt quá lớn có thể dẫn đến ước tính tham số
không hiệu quả.
Phép thử của Dickey-Fuller (ADF) 't' và Philips-Perron (PP) 'Z' trình bày dưới đây chỉ ra rằng
tất cả các biến, ngoại trừ thay đổi trong tỷ giá hối đoái thực hiệu quả, xuất hiện rõ ràng I(0). Mặc
dù có sự mâu thuẫn liên quan đến tỷ giá hối đoái thực tế, chúng ta kết hợp nó trong dự toán theo
quan điểm của kinh tế trước đó.
Table3: Tests forUnit Roots and Orderof Integration


Biến

ADF

PP

Lạm phát (%)

-2.5810***

-2.5810***

Chênh lệch Sản lượng

-4.2507*

-3.6500*

Lãi suất thực (%)

-8.2045*

-8.2446*

Tăng trưởng chi tiêu tài chính thực tế (%)

-9.7058*

-9.7057*

Tỷ giá hối đoái thực (% Change)

-2.2100

-1.7352

Giá các mặt hàng chính (% thay đổi)

-3.1398***

-2.8797***

Giá Nhiên liệu (% thay đổi)

-3.7235*

-4.0767*

Mức ý nghĩa1%; **mức ý nghĩa5%; ***10%mức ý nghĩa
Yếu tố quyết định của kỳ vọng lạm phát
Nhìn chung, kết quả ước tính khá thuyết phục và theo dõi các kỳ vọng lạm phát khá tốt. Lạm
phát quá khứ, thay đổi trong giá nhiên liệu và các sản phẩm chính và chênh lệch sản lượng là yếu
tố quyết định chính, tiếp theo là lãi suất thực (Bảng A1 trong Phụ lục I). Các ước tính cho thấy
rằng tổng các hệ số về lạm phát quá khứ (một tháng và đặc biệt là mười hai tháng) đóng góp gần
50% để giải thích sự hình thành của lạm phát kỳ vọng. Điều này thể hiện mức độ cao của quán
tính hoặc sự bảo thủ.
Thay đổi về giá cả của các mặt hàng thiết yếu chiếm dưới 1/3 lạm phát kỳ vọng, phản ánh
tầm quan trọng của giá lương thực, đặc biệt, đối với những người dự đoán lạm phát trong tương
lai. Nhìn chung, khoản mục thực phẩm và giá nhiên liệu thay đổi 40% của các biến trong các kỳ
vọng lạm phát. Điều này nêu bật tầm quan trọng của các mặt hàng trong rổ hàng tiêu thụ trung
bình của phần lớn người dân Ấn Độ, các yếu tố quản lý của việc thiết lập giá cả và vai trò tiềm
năng của họ trong việc truyền đạt quán tính. Các vấn đề liên quan đến sự phụ thuộc vào giá cả
quốc tế, mức hiệu ứng trung chuyển và lạm phát được giả định liên quan đến thái độ bảo thủ. Giá
lương thực và nhiên liệu ảnh hưởng đến lạm phát kỳ vọng do tính nhạy cảm với các cú sốc cung
ngoại sinh, hoặc nhập khẩu hoặc trong nước thúc đẩy.
Theo dự kiến, chênh lệch sản lượng (Output gap là độ chênh lệch, thường tính bằng %, giữa
sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng của một nền kinh tế ) đã có dấu hiệu tích cực và đáng kể,
chiếm gần 14% của lạm phát kỳ vọng và chứng minh cho sự lựa chọn của chúng ta về một khuôn
khổ học thuyết Keynes mới để giải thích quá trình hình thành kỳ vọng lạm phát ở Ấn Độ. Đối với
các nước đang phát triển, lạm phát thường là do cầu kéo và điều này, lần lượt, hỗ trợ suy luận của
chúng tôi liên quan đến vai trò của chính sách kinh tế vĩ mô với kỳ vọng ổn định. Phát hiện rằng

chênh lệch sản lượng là có ý nghĩa thống kê với một giai đoạn tụt hậu, cho biết tốc độ mà tại đó


tổng cầu có thể chuyển thành áp lực lạm phát kỳ vọng của người đó, và đây là điểm quan trọng
của việc chọn thời điểm thích hợp trong các phản ứng chính sách.
Một phát hiện quan trọng từ quan điểm của chủ đề của bài nghiên cứu này là ảnh hưởng
lãi suất thực mà đại diện cho quan điểm của chính sách tiền tệ. Trái ngược với nghiên cứu trước đó
phát hiện ra rằng Tổng cung tiền bộc lộ các thông tin tốt nhất về lạm phát trong tương lai – quả
thật, những thông tin chứa đựng trong tổng cung tiền đã được tìm thấy đã được cải thiện sau khi
bãi bỏ quy định tài chính (Callen et al, 1999) - kinh nghiệm của chúng tôi với cách sử dụng tổng
cung tiền tệ , bao gồm cả tỷ lệ tăng trưởng và khoảng chênh lệch giữa tiền thực tế và danh nghĩa
không như mong đơi. Mặt khác, hệ số có ý nghĩa và có dấu hiệu tiêu cực là tỷ lệ lãi suất thực tế
mà chúng tôi có được là phù hợp với tác động của cải cách lĩnh vực tài chính kể từ giữa những
năm 1990. Bãi bỏ quy định lãi suất và một định hướng ra thị trường nước ngoài đã mang lại độc
lập cho chính sách tiền tệ và điều chỉnh lạm phát trong giới hạn cho phép. Chính sách tiền tệ thay
đổi kể từ cuối những năm 1990 làm giảm vai trò của tổng cung tiền và mở ra một sự phụ thuộc
ngày càng tăng về các công cụ gián tiếp của chính sách tiền tệ dẫn đến tác động đến lạm phát
trong tương lai. Dấu hiệu tiêu cực của hệ số lãi suất thực là minh chứng cho độ tin cậy thu được
của chính sách tiền tệ neo kỳ vọng lạm phát trong những năm gần đây - một sự gia tăng lãi suất
dần đến tín hiệu kỳ vọng lạm phát thấp trong giai đoạn tới. Trong bối cảnh này, mức ý nghĩa của
tỷ lệ lãi suất thực trong 12 tháng qua và hệ số tương quan thấp, thể hiện hành động chính sách
tiền tệ thông qua việc nuôi dưỡng kỳ vọng. Kết quả này đã ủng hộ mạnh mẽ những dự đoán về
mô hình hóa sự đồng thuận mong đợi mà ở đó hệ số tương quan về lãi suất thực đạt độ lớn tương
đồng
Một vấn đề quan trọng trong bối cảnh của một nước đang phát triển là cần phải xem xét tác
động của hành động chính sách tiền tệ đối với tăng trưởng cùng với lạm phát, hiệu ứng mạnh mẽ
và lâu dài của chính sách tiền tệ về sản lượng đã được ghi nhận trong lý thuyết (Blanchard,
1990). Trong khi cách tiếp cận thích hợp sẽ được ước tính một mô hình cấu trúc đầy đủ, chúng tôi
ước tính một mô hình tự tương quan vector (với các biến tương tự) để đánh giá sức mạnh của đáp
ứng của chênh lệch sản lượng và kỳ vọng lạm phát thay đổi trong tỷ lệ lãi suất thực tế. Chúng tôi

thấy rằng kỳ vọng lạm phát giảm xuống dưới điều kiện ban đầu liên tục trong khoảng thời gian
gần một năm trong khi sự suy giảm trong chênh lệch sản lượng là gần như không đáng kể và xảy
ra một cách yếu ớt giữa 8-12 tháng (Hình 5).


Đại diện cho các chi phí cận biên cũng cho một kết quả ước tính đáng kể và với những dấu
hiệu kỳ vọng tiêu cực. Một đánh giá cao trong tỷ giá hối đoái thực tế dự kiến sẽ giảm áp lực lạm
phát và do đó làm giảm kỳ vọng lạm phát. Các dấu hiệu tiêu cực cũng chỉ ra rằng các nhân viên
xem các thay đổi trong REER là độ lệch tạm thời từ một số khái niệm của đường cân bằng, và
mong muốn nó trở lại trong giai đoạn trước mắt. Theo dự kiến trong một nền kinh tế chủ yếu dựa
vào nhu cầu trong nước, các hệ số về tỷ giá hối đoái thực là thấp,hiệu ứng trung chuyển trước đây
đối lạm phát trong nước, liên quan đến các nền kinh tế mới nổi khác. Tuy nhiên, nó cung cấp
những bằng chứng biện minh cho tỷ giá hối đoái như là một tham số trong chức năng phản ứng
chính sách tiền tệ, mặc dù với tỷ trọng thấp hơn so với các biến được thảo luận trong đoạn trước.
Trái ngược với các nghiên cứu khác (Cerisola et al và Gelos et al), vai trò của chính sách tài
khóa trong việc hình thành kỳ vọng lạm phát thì nằm ở ngoài rìa và đáng ngạc nhiên hơn là lại có
dấu hiệu tiêu cực – sự gia tăng trong chi tiêu thực tế làm giảm kỳ vọng lạm phát. Điều này sẽ
không đúng đối với một quốc gia mà ở đó chính sách tài khóa bị gán với hậu quả của lạm phát.
Điều này cần phải được xem xét, tuy nhiên, kết hợp với sự phát triển đặc biệt trong giai đoạn mà
bài nghiên cứu này thực hiện . Đầu tiên, đây là giai đoạn mà pháp luật về trách nhiệm tài chính
được ban hành và đã đạt được thành công nhất định, thật là phù hợp, sự gia tăng trong chi tiêu dự
kiến sẽ được bù đắp bởi sự gia tăng tương ứng trong thuế hoặc các khoản thu khác và vì vậy kỳ
vọng lạm phát thấp hơn. Hơn nữa, trong thời gian này, minh bạch tài khóa kèm theo sự thận
trọng, và thậm chí là phản ứng với chính sách tiền tệ. Điều này sẽ là dấu hiệu của người dân mong


đợi chính sách tiền tệ phản ứng mạnh mẽ để tăng chi tiêu tài chính phù hợp với sự độc lập chính
sách tài khóa.
Kết quả ước tính chi tiết cho các kỳ vọng lạm phát dựa trên mô hình và kỳ vọng sự đồng thuận
được đưa ra trong Phụ lục 1. Khi mỗi biến tiến đến độ trễ nhất định, đại diện mẫu có ý nghĩa hơn

có thể nằm trong tổng các hệ số cùng với các phép thử dự phòng. Các kết quả này, được trình bày
trong Bảng 4 và 5, cho biết rằng tất cả các biến có liên quan cùng với độ trễ của nó .

Bảng 4: Kiểm tradự phòngbiếndựa vàomô hình kỳ vọnglạm phát

Biến
Lạm phát quá khứ
GDPGAP
g(EXPN)
g(REER)
Tỷ lệ lãi suất thực
Lạm phát giá các mặt hàng thiết yếu
Lạm phát giá nhiên liệu

Sum of Coeffts
0.4609
0.1381
-0.0020
-0.0293
-0.0611
0.2903
0.1057

Kiểm tra biến dư thừa
F-Stat
42.89
0.00
22.04
0.00
6.16

0.00
7.17
0.00
2.32
0.05
39.11
0.00
43.32
0.00

Bảng 5: Kiểm tradư thừabiếnvớimong đợisự đồng thuận
Biến
Lạm phát quá khứ
GDPGAP
G(EXPN)
REER
Tỷ lệ lãi suất thực
Lạm phát giá các mặt hàng thiết yếu
Lạm phát giá nhiên liệu

Kiểm tra biến dư thừa

Sum of Coeffts
0.4772
-0.1184
0.0007
0.0188
-0.0213
0.1844
0.0125

F-Stat
38.1508
11.5894
8.2890
27.9948
9.5299
41.9887
13.9372

p-values
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00
0.00

Có phương trình đồng liên kết?
Sử dụng mô hình Johannsen-Juselius cung cấp cho chúng tôi thấy rằng các vectơ đồng liên
kết giữa các biến tồn tại (AII) và đường cong Phillips mới Keynes ưa thích đặc điểm kỹ thuật là
một trong số họ. Thêm vào đó, chúng tôi kiểm tra phần dư từ các phương trình được tìm thấy


trong bảng A1 của quy trình hai bước Engle-Granger và tìm thấy sự nhiễu thông tin như hình dưới
đây.
Bảng 6:Kếtquả từ phương pháp Engle-Granger
(Giả thuyết Null: Số dư từ phương trìnhcủaBảng 4cómột gốcđơnvị)
Thống kê t

Prob

Thống kê kiểm tra gia tăng Dickey – Fuller

-7.849273

0.0000

Kiểm tra giá trị tới hạn: mức 1%

-3.502238

V. Kết luận
Quay về hiện tại và tình trạng tiến thoái lưỡng nan cổ điển mà chính sách tiền tệ phải đối mặthành động để chống lại lạm phát và nguy cơ hủy hoại con đường phục hồi, đánh đổi giữa tăng
trưởng và nguy cơ lạm phát ảnh hưởng đến kỳ vọng. Các bằng chứng thực nghiệm được trình bày
trong bài nghiên cứu này cho thấy sự hình thành của những kỳ vọng lạm phát ở Ấn Độ cũng là vấn
đề đối với các quốc gia đang phát triển khác. Trong chừng mực nào đó, các kinh nghiệm hiện tại
với lạm phát cao và leo thang trong ở các mặt hàng thiết yếu và như vậy giá lương thực có thể dễ
dàng ảnh hưởng đến dự đoán của người dân về lạm phát trong tương lai và trụ lại ở đó. Điều này
cần phải được nhìn thấy trong kết hợp với phát hiện rằng một phần ba các biến về lạm phát tương
lai- cũng nhiều như là lạm phát trong quá khứ - được giải thích do giá thực phẩm chứa đựng trong
chỉ số về giá của các mặt hàng thiết yếu. Hơn nữa, các cú sốc do giá lương thực gây ra ở cấp độ
tổng thể la tương đối chậm.Do đó, theo quan điểm của chúng tôi, lập luận rằng giai đoạn hiện nay
áp lực lạm phát cơ bản là do chi phí đẩy và chính sách tiền tệ bị áp đảo bởi nguy cơ rõ ràng và
hiện tại của kỳ vọng lạm phát không như mong đợi và có chiều hướng gia tăng. Tại Ấn Độ, chính
sách tiền tệ truyền thống đã được tiến hành như cách đã neo nhận thức lạm phát và kỳ vọng xung
quanh ngưỡng 5%. Đây là chứng cứ rõ ràng về phản ứng của thị trường tài chính qua thông báo
hàng tuần của WPI. Thật vậy, trong những tuần gần, đây bắt đầu vào cuối tháng 9 năm 2009, sự
giảm xuống của chỉ số lạm phát WPI tạo một nền tảng chắc chắn khẳng định kỳ vọng thị trường

mà hành động chính sách tiền tệ chống lạm phát đã phát huy tác dụng, dẫn đầu là các công cụ nợ
ngắn hạn, bao gồm tín phiếu Kho bạc 91 ngày, theo tỷ lệ lãi suất của RBI. Sự thành công đã đạt
được trong việc ổn định kỳ vọng lạm phát, và tỷ lệ lạm phát 3% phù hợp với hội nhập của Ấn Độ
vào nền kinh tế toàn cầu.
Nếu trong trường hợp hành động của chính sách tiền tệ để neo kỳ vọng lạm phát nằm trong
giới hạn tin cậy của quá trình ra quyết định, vấn đề tiếp theo là con đường để đi đến đích. Các kết


quả thực nghiệm của bài nghiên cứu này chỉ ra rằng tỷ lệ lãi suất thực có ảnh hưởng đáng kể trên
những dự đoán của người dân, làm ảnh hưởng đến chính sách tài khóa hoặc thậm chí thay đổi tỷ
giá hối đoái.
Kỳ vọng lạm phát đóng một vai trò quan trọng trong việc thiết lập và vận hành chính sách tiền
tệ trong thời hiện đại. Hơn nữa, kỳ vọng lạm phát phản ánh sự tin tưởng vào mục tiêu ổn định của
chính sách tiền tệ. Hiệu quả của chính sách tiền tệ có thể sẽ lớn hơn nếu kỳ vọng lạm phát vẫn còn
neo lại . Một sự gia tăng những kỳ vọng trong ngắn hạn có nguy cơ tạo áp lực lạm phát trong trung
hạn. Do đó, các ngân hàng trung ương cần có biện pháp làm thế nào để kích thích kỳ vọng lạm
phát hình thành. Nó được tin rằng thông tin không hoàn hảo về ý định của ngân hàng trung ương
là một trong những nguồn gốc của quán tính trong sự hình thành của những kỳ vọng lạm phát.
Kiến thức không hoàn hảo của những kỳ vọng của người dân có thể phản ứng chính sách tiền tệ.
Vì vậy, điều quan trọng là để kết hợp vào quá trình hoạch định chính sách tiền tệ những cảm nhận
đúng về những gì mà mọi người đang nghĩ. Và đó cũng là những gì mà bài nghiên cứu này muốn
bàn đến
ANNEX I: DETERMINANTSOFINFLATIONEXPECTATIONS
Table7:DeterminantsofInflationaryExpectation(Model-basedForecasts)
Variable
Constant
Lagged Inflation(-1)
Lagged Inflation (-11)
Lagged Inflation (-12)
GDPGAP(-1)

G(EXPN)(-1)
G(EXPN) (-4)
G(EXPN) (-5)
G(EXPN) (-8)
G(REER)(-10)
G(REER)(-11)
Real Interest Rate(-1)
Real Interest Rate (-2)
Real Interest Rate (-4)
Real Interest Rate (-9)
Real Interest Rate (-12)
πPR
πPR (-12)
πFL

Coefficient
0.009680
0.467190
-0.347933
0.341650
0.138062
-0.000253
-0.000502
-0.000679
-0.000580
-0.089328
0.060025
-0.011054
-0.012793
-0.012719

-0.007842
-0.016666
0.174784
0.115489
0.068762

Std.Error
0.002842
0.043458
0.064165
0.068878
0.029408
0.000199
0.000200
0.000205
0.000196
0.024469
0.023426
0.007776
0.008050
0.008247
0.008158
0.008233
0.026323
0.024187
0.022961

t-Statistic
3.406411
10.75035

-5.422460
4.960187
4.694740
-1.272781
-2.507965
-3.306937
-2.958714
-3.650673
2.562294
-1.421526
-1.589191
-1.542301
-0.961338
-2.024344
6.639931
4.774825
2.994748

Prob.
0.0011
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
0.2071
0.0143
0.0015
0.0041
0.0005
0.0124

0.1594
0.1163
0.1273
0.3395
0.0465
0.0000
0.0000
0.0037


πFL (-1)
πFL (-12)
R-squared
Adjusted R-squared
S.E. of regression
Sum squared resid
Log likelihood
F-statistic
Prob(F-statistic)
AR 1-6 test: 1.0565 [0.33]
Hetero test: 0.50548 [0.9799]

0.088694
-0.051769
0.977566
0.971503
0.003759
0.001046
407.5067
161.2296

0.000000

0.026505
3.346371
0.010271
-5.040437
Meandependentvar
S.D.dependentvar
Akaikeinfocriterion
Schwarzcriterion
Hannan-Quinncriter.
Durbin-Watsonstat

ARCH 1-6 test:1.3248 [0.2597]
Normalitytest: 9.0155 [0.0110]
RESETtest:0.41338 [0.5223]

0.0013
0.0000
0.054068
0.022268
-8.136982
-7.572441
-7.908865
1.859746