Điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực

TÓM TẮTBài nghiên cứu được tiến hành nhằm kiểm định thực nghiệm mối quan hệ trong dàihạn giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực khi có xem xét đến điểmgãy cấu trúc xuất hi

TRẦN BẢO QUỐC

ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC TRONG MỐI QUAN HỆ GIỮA

TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC VÀ CHÊNH LỆCH LÃI SUẤT THỰC

Mã số:

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS TS Nguyễn Thị Liên Hoa

Thành phố Hồ Chí Minh – năm 2014

giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực” là công trình nghiên cứu cá nhân

dưới sự hướng dẫn khoa học của PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa Các số liệu sửdụng trong bài luận văn là trung thực, có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Bên cạnh đó,bài luận văn còn sử dụng một số thông tin, ý kiến đánh giá từ các nghiên cứu củacác học giả khác và được nêu rõ trong phần tài liệu tham khảo Kết quả của nghiêncứu này chưa từng được công bố trong bất kỳ công trình nào khác

Tp Hồ Chí Minh, tháng 10 năm

2014

Tác giả

Trần Bảo Quốc

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ

TÓM TẮT 1

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 3

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC 6

2.1 Cơ sở lý thuyết 6

2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây 7

2.2.1 Nhóm các nghiên cứu chưa tìm được bằng chứng khẳng định mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực 8

2.2.1.1 Nghiên cứu của Campell và Clarida (1987) 8

2.2.1.2 Nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988) 9

2.2.1.3 Nghiên cứu của Edison & Pauls (1993) 9

2.2.1.4 Nghiên cứu của Perron (1989) 10

2.2.2 Nhóm các nghiên cứu khẳng định về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực 11

2.2.2.1 Nghiên cứu của Edison, H J và W.R Melick (1999) 11

2.2.2.2 Nghiên cứu của Nakagawa, H., (2002) 12

2.2.2.3 Nghiên cứu của Kanas, A., (2005) 13

2.2.2.4 Nghiên cứu của Joseph P Byrne và Jun Nagayasu., (2010) 14

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 16

3.1 Mô hình lý thuyết 16

3.2 Mô tả dữ liệu nghiên cứu 18

3.2.1 Tỷ giá hối đoái thực q t 18

3.2.2 Lãi suất thực 19

3.2.2.1 Lãi suất thực tiên nghiệm (Ex ante) 19

3.2.2.2 Lãi suất thực hậu nghiệm (Ex post) 20

3.3 Phương pháp ước lượng 20

3.3.2 Kiểm định đồng liên kết 25

3.3.2.1 Hướng tiếp cận truyền thống 26

3.3.2.2 Hướng tiếp cận theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl 27

3.3.3 Mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM 29

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM 30

4.1 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong trường hợp Việt Nam – Mỹ 30

4.1.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị 30

4.1.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị theo hướng tiếp cận truyền thống 31

4.1.1.2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L 33

4.1.2 Kiểm định đồng liên kết 39

4.1.2.1 Phép kiểm định đồng liên kết Johansen 39

4.1.2.2 Kết quả phép kiểm định đồng liên kết S & L 41

4.1.3 Ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực USD/VND và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia Việt Nam – Mỹ 47

4.1.3.1 Mô hình ước lượng VECM 47

4.1.3.2 Kiểm định tính ổn định mô hình 49

4.2 Mở rộng nghiên cứu với bằng chứng đa quốc gia 51

4.2.1 Kiểm định nghiệm đơn vị 51

4.2.1.1 Kiểm định ADF 51

4.2.1.2 Kiểm định DF – GLS 53

4.2.1.3 Kiểm định S & L Test 55

4.2.2 Kiểm định đồng liên kết 57

4.2.2.1 Kiểm định đồng liên kết Johansen 57

4.2.2.2 Kiểm định S & L 58

4.3 Tổng kết chương 4 59

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 61

DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 1

PHỤ LỤC 4

Hình 4.1Hình 4.2Hình 4.3Hình 4.4

Hình 4.5

Hình 4.6

Hình 4.7

Hình 4.8

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu được tiến hành nhằm kiểm định thực nghiệm mối quan hệ trong dàihạn giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực khi có xem xét đến điểmgãy cấu trúc xuất hiện trong chuỗi dữ liệu

Đầu tiên, tác giả kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực USD/VND vớichênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ Sau đó mở rộng nghiên cứu đối vớimột số các quốc gia khác ở khu vực Châu Á gồm Malaysia, Hongkong, Indonesia,Nhật Bản, Philippine và Thái Lan nhằm củng cố kết quả tìm được Điểm đặc biệtcủa bài nghiên cứu này đó là có xem xét đến vai trò điểm gãy cấu trúc trong chuỗi

dữ liệu Rõ ràng khi chuỗi dữ liệu theo thời gian có xuất hiện điểm gãy cấu trúc thìkết quả kiểm định rất có thể sẽ bị sai lệch Do đó bài nghiên cứu này áp dụng songsong cả hai phương pháp: phương pháp kinh tế lượng truyền thống như kiểm địnhnghiệm đơn vị ADF, DF-GLS, kiểm định đồng liên kết Johansen Cointergration Test

và phương pháp mới có tính đến điểm gãy cấu trúc như kiểm định nghiệm đơn vị S

& L Test, kiểm định đồng liên kết S & L (Được đề xuất bởi Saikkonen vàLütkepohl) Từ đó đưa ra kết quả cuối cùng cũng như nêu lên vai trò của điểm gãycấu trúc trong việc đưa ra mối quan hệ trong dài hạn tỷ giá hối đoái thực – chênhlệch lãi suất thực giữa hai quốc gia

Sau khi thực hiện nghiên cứu thực nghiệm, tác giả nhận thấy rằng: Tồn tại mối quan

hệ trong dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốcgia và điểm gãy cấu trúc có vai trò quan trọng trong việc khẳng định mối quan hệ

đó Ở các quốc gia như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản và Philippine đốivới Mỹ thì mối quan hệ giữa lãi suất thực và chênh lệch lãi suất thực cũng đã đượctìm thấy thậm chí ngay cả khi chưa đưa điểm gãy cấu trúc vào trong mô hình Trongtrường hợp Việt Nam – Mỹ và Thái Lan – Mỹ, tiếp cận bằng các phương pháp kiểmđịnh truyền thống không tìm ra được mối quan hệ giữa tỷ giá thực với chênh lệch

lãi suất thực Tác giả tiến hành kiểm định theo phương pháp mới với điểm gãy cấutrúc được đưa vào trong mô hình kiểm định thì mối quan hệ giữa tỷ giá thực –chênh lệch lãi suất thực đã được khẳng định với mức độ tin cậy cao Điều này giúptác giả đi đến kết luận cuối cùng là tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giáthực và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia.

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU

Ngày nay, chính phủ các quốc gia, các tổ chức tài chính, chuyên gia kinh tế, công ty

và thậm chí là các cá nhân đều rất quan tâm đến vấn đề tỷ giá hối đoái vì đây là đạilượng có ảnh hưởng rất lớn đến hoạt động của các đối tượng này Lý thuyết tàichính quốc tế chỉ ra rằng lạm phát, lãi suất, thu nhập, kỳ vọng của thị trường vào tỷgiá tương lai là những nhân tố tác động lên tỷ giá hối đoái Trong đó lý thuyết nganggiá lãi suất không phòng ngừa (UIP) hay hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE) nói rằng tỷgiá giao ngay của một đồng tiền so với một đồng tiền khác sẽ thay đổi theo sai biệttrong lãi suất giữa hai nước Dựa trên lý thuyết tài chính quốc tế này, một số nghiêncứu như của Campbell và Clarida (1987), Meese và Rogoff năm (1988) và Edison

và Pauls (1993) đã cố gắng tìm mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suấtthực giữa hai quốc gia Tuy nhiên những nghiên cứu này lại cho ra những kết quảkhông giống nhau Vì thế chưa đủ tính thống nhất để kết luận rằng lý thuyết về mốiquan hệ giữa tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực chính xác ở mặt thực tiễn

Một vấn đề khác cũng được quan tâm khi nghiên cứu các mối quan hệ trong dài hạngiữa các biến số tài chính quốc tế đó là mặt phương pháp kinh tế lượng Perron(1989) đã chỉ ra rằng việc lựa chọn mô hình không phù hợp và việc xuất hiện các cúsốc bất thường trong chuỗi dữ liệu sẽ dẫn đến kết quả thống kê tìm được có thể bịsai lệch Các phép kiểm định nghiệm đơn vị và phép kiểm đồng liên kết truyềnthống có thể đưa ra những kết quả không chính xác khi trong chuỗi dữ liệu thời gian

có xuất hiện điểm gãy cấu trúc Ngày nay với sự phát triển của Toán kinh tế và khoahọc máy tính, nhiều mô hình kinh tế lượng mới được đề xuất và xây dựng, cho phépxuất hiện điểm gãy cấu trúc trong mô hình, đã mang lại kết quả kiểm định mạnhhơn và bền vững hơn Điều này góp phần khắc phục điểm yếu của các mô hìnhtrước đây, làm gia tăng độ tin cậy và ý nghĩa thống kê của kết quả tìm được

Bên cạnh đó các nghiên cứu trước đây đều được thực hiện ở những quốc gia pháttriển Những nghiên cứu thực nghiệm tại những quốc gia đang phát triển như ViệtNam số lượng còn rất ít Chính điều này thúc đẩy tác giả áp dụng phương pháp

kiểm định mới để đi tìm mối quan hệ trong dài hạn hạn giữa tỷ giá hối đoái thực vàchênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia, đầu tiên là giữa Việt Nam và Mỹ, sau đó

mở rộng ra một số quốc gia khác nhằm củng cố kết quả tìm được

Mục tiêu nghiên cứu của bài nghiên cứu chính là kiểm định mối quan hệ cân bằngtrong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Để làm được điều đó, bàinghiên cứu này cần phải giải quyết được những vấn đề như sau:

 Thứ nhất: Xem xét vấn đề về tính dừng của các chuỗi dữ liệu được sử dụng trong trong bài nghiên cứu gồm các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực

 Thứ hai: giữa các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết hay không?

Dữ liệu cho bài nghiên cứu bao gồm tỷ giá hối đoái, chỉ số giá CPI và lãi suất danhnghĩa Những dữ liệu này được thu thập từ cơ sở dữ liệu của Quỹ Tiền Tệ Thế Giới(IMF) Đối với Việt Nam các chuỗi tỷ giá USD/VND, chỉ số giá CPI và lãi suấtđược lấy theo tháng từ tháng 1/1996 cho đến tháng 5/2014 Cho trường hợp mởrộng ở các quốc gia khác gồm Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản,Philippine và Thái Lan, chuỗi dữ liệu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng5/2014

Bài nghiên cứu được thực hiện thông qua hai phương pháp tiếp cận được tiến hànhđồng thời Một mặt tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu truyền thống gồm cácphép kiểm định: kiểm định tính dừng, kiểm định đồng liên kết không xem xét đếnđiểm gãy cấu trúc Mặt khác tác giả sử dụng hướng tiếp cận mới theo đề xuất bởiSaikkonen và Lütkepohl (2000, 2002) thực hiện lại các kiểm định trên mà có xemxét đến điểm gãy cấu trúc Sau khi thực hiện các kiểm định trên tác giả sử dụng môhình VECM nhằm hồi quy hệ số phương trình thể hiện mối quan hệ trong dài hạngiữa các biến số trong mô hình đối với trường hợp Việt Nam – Mỹ

Kết cấu của bài nghiên cứu gồm các phần như sau:

 Chương 1: Giới thiệu bài nghiên cứu Trong phần này tác giả giới thiệu tổngquan về động cơ thực hiện đề tài, các vấn đề nghiên cứu, phương pháp nghiêncứu, ý nghĩa và kết cấu của bài nghiên cứu

 Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây Phần này trình bày về lýthuyết có liên quan đến mối quan hệ giữa tỷ giá – lãi suất và kết quả của cácnghiên cứu trước đây có liên quan đến bài nghiên cứu

 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu Mô hình lý thuyết xác định mối quan hệgiữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực cũng như các phươngpháp nghiên cứu được sử dụng trong bài nghiên cứu sẽ được đề cập ở phầnnày Bên cạnh đó tác giả còn mô tả nguồn dữ liệu được sử dụng trong bàinghiên cứu

 Chương 4: Kết quả nghiên cứu Tác giả trình bày kết quả thực nghiệm củakiểm định nghiệm đơn vị (kiểm định tính dừng), kết quả kiểm định đồng liênkết theo cả hai hướng tiếp cận đã được đề cập trong chương 3 Đồng thời, kếtquả của việc mở rộng nghiên cứu đối với các quốc gia còn lại cũng được trìnhbày trong chương này

 Chương 5: Kết luận Chương này tổng kết lại kết quả đạt được của bài nghiêncứu, nêu lên các điểm hạn chế đồng thời đề xuất hướng nghiên cứu trongtương lai

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ MỐI

QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC.

2.1 Cơ sở lý thuyết

Cơ sở lý thuyết của bài nghiên cứu này là lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suấtkhông phòng ngừa (UIP) hay còn gọi là hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE)

Ngang giá lãi suất không phòng ngừa là nền tảng quan trọng cho việc phân tích kinh

tế vĩ mô trong nền kinh tế mở Lý thuyết này tìm giải thích cho việc biến động tỷgiá thông qua chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia

Ta có: r t = (1+i f ) (1+e f )-1 trong đó:

 rt: tỷ suất sinh lợi có hiệu lực khi đầu tư ra nước ngoài

 ih: lãi suất trong nước

 if: lãi suất nước ngoài

 ef: giá trị tăng lên hay giảm xuống của đồng ngoại tệ

Nếu giả định việc đầu tư ra nước ngoài cũng có tỷ suất sinh lợi bằng với đầu tưtrong nước, nghĩa là:

Nếu lãi suất trong nước ih > lãi suất nước ngoài if : đồng ngoại tệ sẽ tăng giá để bùđắp cho lãi suất thấp hơn.

Nếu lãi suất trong nước ih < lãi suất nước ngoài if : đồng ngoại tệ sẽ giảm giá mộtmức tương đương với chênh lệch lãi suất

Mặt khác, hiệu ứng Fisher cho rằng lãi suất danh nghĩa trong một quốc gia bằng với

tỷ suất thực đòi hỏi cộng thêm phần lạm phát kì vọng Phương trình này được thểhiện như sau:

Trong đó, là lãi suất danh nghĩa, là lãi suất thực và là lạm phát kì vọng

Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng lý thuyết ngang giá lãi suất không phòngngừa làm lý thuyết nền tảng của bài

2.2 Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây

Việc tìm ra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực có vaitrò quan trọng trong điều hành nền kinh tế vĩ mô nói chung và đối với hoạt độngxúc tiến thương mại cách riêng Từ nhiều năm trước, các nhà nghiên cứu đã tỏ ra rấtquan tâm đến mối quan hệ giữa tỷ giá – lãi suất Vào khoảng những năm 1990 trở

về trước, do các phương pháp thực nghiệm còn chưa phát triển mạnh, cho nên mặc

dù có rất nhiều các nhà nghiên cứu đã xem xét về vấn đề này, song hầu như khôngthể tìm ra bằng chứng nào khẳng định về sự tồn tại của mối quan hệ tỷ giá thực vàchênh lệch lãi suất thực Mãi đến những năm sau, với sự xuất hiện của các phươngpháp thực nghiệm cải tiến nhằm khắc phục những thiếu sót trong các phương phápnghiên cứu truyền thống trước đây, thì các nhà nghiên cứu mới quan sát được cácbằng chứng cho thấy sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực vàchênh lệch lãi suất thực Trong phần này, tác giả sẽ giới thiệu sơ lược qua các bàinghiên cứu của những học giả trước đây nhằm đưa ra cái nhìn chung nhất về quátrình thực hiện các cuộc nghiên cứu thực nghiệm đối với mối quan hệ giữa hai biến

số kinh tế quan trọng này Có thể nói, các nghiên cứu trước đây có thể phân thànhhai nhóm Nhóm thứ nhất gồm các nghiên cứu chưa tìm được bằng

chứng để khẳng định về sự tồn tại của mối quan hệ tỷ giá thực – chênh lệch lãi suấtthực và nhóm thứ hai: nhóm các nghiên cứu tìm thấy bằng chứng khẳng định về mốiquan hệ này.

2.2.1 Nhóm các nghiên cứu chưa tìm được bằng chứng khẳng định mối

quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực

2.2.1.1 Nghiên cứu của Campell và Clarida (1987)

Năm 1987, Campell và Clarida công bố bài nghiên cứu “The dollar and real

interest rates” Trong bài này Campell và Clarida đi tìm hiểu mối quan hệ giữa tỷ

giá hối đoái thực của đồng USD và lãi suất thực kể từ năm 1979 Hai ông muốn tìmhiểu xem bao nhiêu phần trăm sự thay đổi trong tỷ giá là do sự chênh lệch lãi suấtgiữa hai quốc gia, bao nhiêu phần trăm thay đổi trong tỷ giá thực là do sự dịchchuyển của tỷ giá thực cân bằng dài hạn

Để làm được điều đó cần phải sử dụng các biến chênh lệch lãi suất thực tiênnghiệm, kì vọng tỷ giá thực trong dài hạn và kể cả sai số trong việc dự báo lạm phát

kì vọng Tuy nhiên đây là những biến không quan sát được Với giả định tỷ giá hốiđoái thực trong dài hạn có bước đi ngẫu nhiên, hai ông đã ước lượng mô hình gồmcác biến tỷ giá thực hậu nghiệm và chênh lệch lãi suất thực hậu nghiệm ngắn hạn.Hai biến này là tổ hợp tuyến tính của những biến không quan sát được đã nêu trướcđó

Tiến hành ước lượng mô hình, các ông tìm được những kết quả đó là: Kể từ năm

1980, sự thay đổi của tỷ giá thực của đồng USD bị chi phối bởi sự thay đổi ngoài kìvọng của tỷ giá thực dài hạn kì vọng Chênh lệch lãi suất thực tiên nghiệm chỉ giảithích được một phần nhỏ và không đủ mạnh để khẳng định sự tác động của nó lên tỷgiá thực của đồng USD Rõ ràng kết quả tìm được của Campell và Clarida còn khá

mơ hồ trong việc tìm ra mối quan hệ giữa tỷ thực và chênh lệch lãi suất thực

2.2.1.2 Nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988)

Trong bài nghiên cứu “Was it real? The exchange rate-interest differential

relation over the modern floating rate-period” đăng trên tạp chí Journal of

Finance năm 1988, Messe và Rogoff cũng đi tìm mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoáithực và lãi suất thực kể từ sau khi Mỹ chấp nhận chế độ tỷ giá thả nổi (tháng3/1973) Trong mô hình của mình, Messe và Rogoff chỉ tập trung vào hai biến là tỷgiá thực và chênh lệch lãi suất thực mà không quan tâm đến các biến kinh tế khác.Chuỗi dữ liệu hai ông nghiên cứu cho ba cặp tiền tệ: Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar

Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Bảng Anh Dữ liệu quan sát được lấy theo tháng từtháng 4/1976 cho đến tháng 3/1986 Messe và Rogoff tiến hành các kiểm địnhnghiệm đơn vị, hồi quy phương trình GMM và kiểm định tính đồng liên kết Kếtquả của bài nghiên cứu như sau:

 Thứ nhất: Tìm được mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực,tuy nhiên kết quả này lại không có ý nghĩa về mặt thống kê Ông đề xuất đưavào các biến khác có thể sẽ làm cho mối quan hệ này rõ ràng hơn

 Thứ hai: Kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy cả hai chuỗi dữ liệu tỷ giá thực vàchênh lệch lãi suất thực có nghiệm đơn vị, tuy nhiên lại không tìm thấy bằngchứng về tính đồng liên kết của hai chuỗi dữ liệu này

Như vậy, nghiên cứu của Messe và Rogoff cũng chưa nêu ra được bằng chứng rõràng về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực

2.2.1.3 Nghiên cứu của Edison & Pauls (1993)

Năm 1993, bài nghiên cứu “A re-assessment of the relationship between real

exchange rates and real interest rates: 1974-1990” của Edison và Pauls được

đăng trên tạp chí Journal of Monetary Economics Dựa trên ý tưởng tương tự và đềxuất của Messe và Rogoff, hai học giả Edison và Pauls đưa thêm biến lạm phát kìvọng vào trong mô hình bên cạnh tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Tác giả bàinghiên cứu đã sử dụng phép kiểm định đồng kiên kết và mô hình sai số sửa lỗi

(ECM) để kiểm định lại mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suấtthực Dữ liệu được thu thập theo quý cho giai đoạn từ năm 1974 cho đến 1990.Edison & Pauls đã tiến hành kiểm định đối với các cặp tỷ giá giữa Dollar Mỹ -Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Bảng Anh, Dollar Mỹ - DollarCanada và cuối cùng là Dollar Mỹ - đồng tiền đại diện các nước G10 Thực hiệnkiểm định nghiệm đơn vị, hai ông nhận thấy các chuỗi tỷ giá thực và chênh lệch lãisuất thực đều là chuỗi không dừng Tuy nhiên hai ông lại không tìm thấy bằngchứng về mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến này Sử dụng một mô hình kháctrong đó có thêm các biến khác ví dụ như biến cán cân tài khoản vãng lai là mộtbiến có thể tác động đến tỷ giá thực dài hạn kì vọng, Edison & Pauls cũng khôngtìm thấy được bằng chứng về sự đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái và chênh lệch lãisuất thực… Tuy nhiên hai ông vẫn khẳng định rằng có tồn tại một mối quan hệtrong dài hạn giữa hai biến này mặc dù nó không được làm rõ ra trong bài nghiêncứu.

2.2.1.4 Nghiên cứu của Perron (1989)

Bài nghiên cứu “The Great crash, the oil price shock, and the unit root

hypothesis” của Perron được công bố năm 1989 Đối tượng nghiên cứu của bài

nghiên cứu này của Perron không phải là tỷ giá hối đoái hay lãi suất thực hay là mốiquan hệ giữa hai biến này, hay giữa một trong hai biến này với một đại lượng kinh

tế nào đó Tuy nhiên kết luận của Perron có liên quan đến kinh tế lượng ứng dụnglại có tác động rất lớn đến vấn đề nghiên cứu của đề tài Cụ thể Perron nói rằng một

số vấn đề của chuỗi dữ liệu theo thời gian hoặc độ mạnh của kiểm định lại có thểdẫn đến các sai lệch của kết quả tìm được Ông cho rằng độ mạnh của kiểm định sẽđược gia tăng nếu chuỗi dữ liệu được kéo dài theo thời gian Nhưng cách làm này

có thể dẫn đến việc chuỗi dữ liệu sẽ bao gồm luôn cả những điểm gãy cấu trúc – tức

là những sự kiện nào đó tác động mạnh làm thay đổi tính chất của chuỗi dữ liệuđược thu thập Việc xuất hiện của điểm gãy cấu trúc có thể sẽ làm cho kết quả kiểmđịnh đồng liên kết bị mắc phải sai lầm trong kiểm định, chấp nhận giả thiết H0 :không có mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi dữ liệu trong khi đúng ra cần

phải bác bỏ giả thiết H0, chấp nhận giả thiết tồn tại mối quan hệ đồng liên kết Hoặc

sẽ làm cho kết quả tìm được không có ý nghĩa thống kê Vì thế Perron (1989) kiếnnghị khi tiến hành các phép kiểm định tốt nhất cần phải kéo dài thời gian mẫunghiên cứu và xem xét đến điểm gãy cấu trúc hoặc xây dựng hướng tiếp cận khácnhư sử dụng mô hình phi tuyến

Nhìn chung, những bài nghiên cứu của các học giả vừa được giới thiệu đều cố gắng

đi tìm bằng chứng về mối quan hệ giữa tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực Tuynhiên, sau rất nhiều nghiên cứu được tiến hành, người ta vẫn tìm thấy rất ít các bằngchứng đủ mạnh để ủng hộ cho mối quan hệ này

2.2.2 Nhóm các nghiên cứu khẳng định về mối quan hệ trong dài hạn giữa

tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực.

Đối chiếu lại kết quả những nghiên cứu trước đây như của Campell và Clarida(1987), Messe và Rogoff (1988), Edison và Pauls (1993) đồng thời dựa trên đề xuấtcủa Perron (1989), nhiều nghiên cứu về sau rất quan tâm đến điểm gãy cấu trúchoặc tiếp cận theo một hướng khác mà sẽ được đề cập sau đây

2.2.2.1 Nghiên cứu của Edison, H J và W.R Melick (1999)

Bài nghiên cứu mang tên: “Alternative approaches to real exchange rates and

real interest rates: Three up and three down” của Edison, H J và W.R Melick

được đăng trên tạp chí International Journal of Finance and Economics năm 1999.Trong bài nghiên cứu này các tác giả tìm kiếm mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực

và lãi suất thực thông qua ba hướng tiếp cận

 Thứ nhất: Tác giả dựa trên nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988) với giảđịnh tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng là một hằng số Tác giả tìm thấy mối quan hệđồng liên kết trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực nhưng không cóbằng chứng về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực trong ngắn hạn

 Hướng tiếp cận thứ hai: Các tác giả cũng dựa trên nghiên cứu của Messe vàRogoff (1988) nhưng trong mô hình thay thế này, biến tỷ giá hối đoái thực kỳ

vọng không còn là một hằng số nữa mà là 1 đại lượng thay đổi theo một biếnkhác Kết quả của hướng tiếp cận thứ hai, tác giả tìm thấy một bằng chứngmạnh hơn về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực, tuy nhiêntác giả cũng đề cập kết quả này còn phụ thuộc vào việc lựa chọn các biến tácđộng lên biến tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng.

 Hướng tiếp cận thứ ba: tác giả sử dụng giá trị tỷ giá thực hậu nghiệm và sai số

dự báo để thay thế biến tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng trong mô hình Bằng cáchnày tác giả tìm thấy được sự chênh lệch lãi suất thực có ý nghĩa thống kê trongviệc giải thích cho sự thay đổi của tỷ giá thực trong dài hạn

Với dữ liệu theo quý từ 1974 đến 1994, các cặp tiền tệ được nghiên cứu gồm Dollar

Mỹ Mark Đức, Dollar Mỹ Yên Nhật, Dollar Mỹ Dollar Canada và Dollar Mỹ đồng tiền đại diện các nước G10 cùng với 3 cách tiếp cận nêu trên, các tác giả đãtìm được một số bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệchlãi suất thực Điểm đáng chú ý của bài nghiên cứu này đó là tác giả - Edison, H J

-và W.R Melick đã có xem xét đến yếu tố điểm gãy cấu trúc Tuy nhiên một số nhànghiên cứu cho rằng kết quả này có tính tin cậy không cao bởi vì giá trị tới hạntrong kiểm định Johansen Trace Test cần phải được điều chỉnh nếu trong mô hình cóxuất hiện điểm gãy cấu trúc

2.2.2.2 Nghiên cứu của Nakagawa, H., (2002)

Cũng nhằm mục đích tìm kiếm mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suấtthực, nhưng khác với các nghiên cứu trước đây, Nakagawa tiếp cận theo hướng xemxét đến tính chất phi tuyến của phi tuyến của sự hội tụ của tỷ giá thực về tỷ giá cân

bằng trong dài hạn trong bài nghiên cứu “Real exchange rates and real interest

rate differentials: implications of non-linear adjustment in real exchange

rates” Bài nghiên cứu được đăng trên tạp chí Journal of Monetary Economics năm

2002

Các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực đều dựatrên giả định rằng tốc độ điều chỉnh của tỷ giá là không đổi Tuy nhiên Nakagawa

cho rằng tỷ giá thực biến đổi liên tục, không ổn định… cùng với sự xuất hiện củachi phí giao dịch thì việc điều chỉnh của tỷ giá thực về tỷ giá cân bằng trong dài hạnphải có tính chất phi tuyến.

Sử dụng dữ liệu theo quý từ 1974 cho đến 1997, các cặp đồng tiền được lựa chọngồm Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Dollar Canada vàDollar Mỹ - Bảng Anh Áp dụng mô hình Mundell–Fleming–Dornbusch mở rộng,

để xem xét tính chất phi tuyến trong mô hình, Nakagawa đã tìm thấy bằng chứng vềmối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực

2.2.2.3 Nghiên cứu của Kanas, A., (2005)

Năm 2005, Kanas, A., công bố bài nghiên cứu “Regime linkages in the US/UK

real exchange rate-real interest rate differential relation” trên tạp chí Journal of

International Money and Finance Bài nghiên cứu được tiến hành cũng nhằm xemxét mối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/GBP và chênh lệch lãi suất thực giữa Anh và

Mỹ Dữ liệu nghiên cứu lấy theo tháng trong khoảng thời gian từ năm 1921 đến

2002 gồm tổng cộng 984 quan sát Với khoảng thời gian dài như thế, Kanas đặc biệtquan tâm đến việc chuyển đổi tỷ giá giữa chế độ tỷ giá cố định qua chế độ tỷ giá thảnổi và ngược lại cũng như các sự kiện kinh tế lớn có tác động mạnh đến chuỗi dữliệu

Dựa trên nền tảng cơ sở là bài nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988), Kanas ápdụng mô hình vec tor tự hồi quy Markov Swiching ( MS VAR) để tìm mối quan hệcủa 2 chuỗi tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực có tính đến yếu tố bất ổn và việcchuyển đổi chế độ tỷ giá

Kết quả Kanas tìm thấy được bằng chứng về mối quan hệ giữa hai biến tỷ giá thực

và chênh lệch lãi suất thực

2.2.2.4 Nghiên cứu của Joseph P Byrne và Jun Nagayasu., (2010)

Dựa trên nhiều nghiên cứu trước đó, năm 2010 các tác giả Joseph P Byrne và Jun

Nagayasu cho công bố bài nghiên cứu “Structural breaks in the real exchange

rate and real interest rate relationship” trên tạp chí Global Finace Journal Bài

nghiên cứu tiến hành nhằm xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênhlệch lãi suất thực giữa Mỹ và Anh trong khoảng thời gian từ tháng 1 năm 1973 đếntháng 5 năm 2005

Tương tự như Kanas, hai tác giả cũng dựa trên mô hình lý thuyết của Messe vàRogoff (1988) và giả định lạm phát kì vọng là hằng số Trong bài nghiên cứu này,Joseph P Byrne và Jun Nagayasu đặc biệt quan tâm đến tính dừng của chuỗi dữliệu, mối quan hệ đồng liên kết và vai trò của điểm gãy cấu trúc tác động như thếnào đến mối quan hệ đó

Các tác giả tiến hành tiếp cận theo cả hai hướng, một mặt sử dụng các phương phápkiểm định truyền thống như kiểm định nghiệm đơn vị ADF, DF - GLS, kiểm địnhđồng liên kết Johansen Trace Test Mặt khác sử dụng phương pháp kiểm định mới,

có xử lý điểm gãy cấu trúc đề xuất bởi Saikkonen và Lütkepohl Sau đó áp dụng môhình VECM để hồi quy hệ số trong phương trình thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa

tỷ giá USD/GBP và chênh lệch lãi suất Anh – Mỹ

Với dữ liệu hai quốc gia Anh và Mỹ, các ông kết luận rằng giữa hai biến tỷ giá thực

và lãi suất thực khi chưa xét đến điểm gãy cấu trúc thì không có mối quan hệ đồngliên kết Nhưng khi thực hiện kiểm định S & L có tính đến điểm gãy cấu trúc thìmối quan hệ này được làm rõ và có ý nghĩa thống kê Mở rộng nghiên cứu thựcnghiệm cho nhiều quốc gia khác, các ông thu được kết quả là phần nhiều quốc giacho thấy có mối quan hệ đồng liên kết ngay cả khi chưa xem xét đến điểm gãy cấutrúc Đối với những quốc gia còn lại, khi xem xét đến điểm gãy cấu trúc thì mốiquan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực đã xuất hiện Từ đó Joseph P Byrne và

Jun Nagayasu đi đến kết luận rằng tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia.

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU.

3.1 Mô hình lý thuyết

Dựa trên mô hình sử dụng trong bài nghiên cứu của Edison và Pauls (1993) và củaJoseph P Byrne và Jun Nagayasu., (2010) phương trình xác định tỷ giá hối đoáithực (qt) được biểu diễn như sau:

 Pt :logarit tự nhiên của chỉ số giá trong nước

 Pt* : logarit tự nhiên của chỉ số nước ngoài

Lý thuyết UIP (Ngang giá lãi suất không phòng ngừa) phát biểu rằng với thị trườngvốn tự do, kì vọng của mức thay đổi trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa cân bằng vớichênh lệch lãi suất danh nghĩa Khi các nhà đầu tư e ngại rủi ro ví dụ như rủi ro tỷgiá, UIP được mở rộng ra bao gồm cả phần bù rủi ro:

Et (St+1 – St ) = it – it* + ut

Trong đó:

− it là lãi suất danh nghĩa trong nước

− it* là lãi suất danh nghĩa nước ngoài

− Et (St+1) là kì vọng của tỷgiá hối đoái ởthời điểm t+1

− ut là đại lượng thể hiện cho phần bù rủi ro

Do đó, thế phương trình (1) vào phương trình (2) ta có:

(Etqt+1 – Et P*t+1 + EtPt+1 ) – St = it – it* + ut

Thêm vào đó ta giả định rằng kì vọng thay đổi trong lạm phát như sau:

tỷ giá hối đoái thực là một hằng số Giả định vừa nêu cũng được áp dụng cho bàinghiên cứu này

Từ phương trình số (11) và giả định kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực là một hằng số

ta có được mô hình xác định tỷ giá hối đoái thực như sau:

q = α r + α*r * + constant + u

Trong đó:

rt : Lãi suất thực trong nước

rt* : Lãi suất thực nước ngoài

qt : Tỷ giá hối đoái niêm yết theo phương pháp trực tiếp, đo lường số nội tệ trênmột đơn vị ngoại tệ

Phần bù rủi ro ut, cũng là một thành phần khó quan sát được trong phương trình này

và được giả định là ổn định Biểu thức (12) được sử dụng như là nền tảng cho cácphương pháp ước lượng và hồi quy Lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất khôngphòng ngừa (UIP) nói rằng nếu lãi suất trong nước cao hơn lãi suất thực nước ngoài,thì trong tương lai đồng ngoại tệ sẽ tăng giá để bù đắp cho phần chênh lệch lãi suất

và ngược lại

3.2 Mô tả dữ liệu nghiên cứu

Bài nghiên cứu tập trung tìm hiểu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênhlệch lãi suất thực giữa hai quốc gia Trước hết là giữa Việt Nam và Mỹ, sau đó mởrộng ra các quốc gia Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine và TháiLan so với Mỹ Dữ liệu về tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực được tính toán nhưsau:

3.2.1 Tỷ giá hối đoái thực q t

Công thức tính toán tỷ giá hối đoái thực như sau: qt = St – Pt + Pt* trong đó:

 qt : Tỷ giá hối đoái thực được biểu diễn dưới dạng logarit cơ số tự nhiên

 St : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa cuối kỳ biểu diễn dưới dạng logarit cơ số tựnhiên Tỷ giá hối đoái danh nghĩa trong bài nghiên cứu này là tỷ giá song

phương và được niêm yết theo phương pháp trực tiếp (tức là đo lường số lượng đồng nội tệ trên một đồng ngoại tệ)

 Pt và Pt*: Lần lượt là lạm phát trong nước và lạm phát ở nước ngoài Hai đạilượng này được đại diện bởi chỉ số CPI trong nước và CPI nước ngoài đượcbiểu thị dưới dạng logarit cơ số tự nhiên

Dữ liệu về tỷ giá danh nghĩa được lấy vào cuối tháng, dữ liệu về chỉ số CPI đượcthu thập theo tháng với CPI năm gốc 2010 = 100 Trong trường hợp của Việt Nam,thời gian thu thập dữ liệu là từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Trong trường hợpcác quốc gia còn lại gồm Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine vàThái Lan, dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014

 rt và rt* lần lượt là lãi suất thực trong nước và lãi suất thực nước ngoài

 it và it* lần lượt là lãi suất danh nghĩa trong nước và lãi suất danh nghĩa nước ngoài

 pt và pt* lần lượt là lạm phát trong nước và lạm phát nước ngoài Hai đại lượngnày được đại diện bởi logarit tự nhiên của chỉ số CPI trong nước và chỉ số CPInước ngoài

−

pt+1 = pt+1 - pt và p t+1* = p t+1* - p t*

3.2.2.2 Lãi suất thực hậu nghiệm (Ex post)

Lãi suất thực hậu nghiệm trong nước rt và rt* lần lượt được xác định theo công thứcsau:

Trong trường hợp của Việt Nam thời gian thu thập dữ liệu về chỉ số CPI và lãi suấtdanh nghĩa là từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Trong trường hợp các quốc gia cònlại lãi suất được thu thập theo tháng từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014

Tất cả dữ liệu nghiên cứu về chỉ số giá CPI, lãi suất danh nghĩa trong nước và lãisuất nước ngoài đối với các nước được nghiên cứu trong bài nghiên cứu này đềuđược thu thập từ nguồn dữ liệu của Quỹ Tiền Tệ Thế Giới: International FinancialStatistics (IFS)

3.3 Phương pháp ước lượng

Phương pháp ước lượng của bài nghiên cứu này dựa trên phương pháp thực trongbài nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) và đề xuất của Perron (1989) khi cóxem xét đến điểm gãy cấu trúc

Đầu tiên, tác giả xem xét vấn đề về tính dừng của dữ liệu Các kiểm định nghiệmđơn vị sẽ được thực hiện trên chuỗi dữ liệu gốc và chuỗi sai phân bậc một của tỷ giáthực, lãi suất thực Chúng ta sẽ xem xét các chuỗi này dừng ở chuỗi gốc (ChuỗiI(0)) hay dừng ở chuỗi sai phân bậc 1 (Chuỗi I(1)) Kỳ vọng từ kiểm định nghiệm

đơn vị là các chuỗi dữ liệu không dừng ở chuỗi gốc và khi sử dụng chuỗi sai phânbậc một thì sẽ dừng Điều này hàm ý rằng giữa chuỗi tỷ giá thực và chuỗi lãi suấtthực có khả năng tồn tại một mối quan hệ nào đó trong dài hạn Một vấn đề đánglưu ý trong nghiên cứu này là việc xem xét đến điểm gãy cấu trúc Theo Perron(1989) thì sự có mặt điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu có thể dẫn tới kết luậnsai lầm về việc liệu chuỗi đó có nghiệm đơn vị hay không Vì thế kiểm định nghiệmđơn vị nên phải có sự xem xét đến yếu tố điểm gãy cấu trúc nhằm đưa ra kết quảkiểm định phù hợp nhất Tương tự nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010), tácgiả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp của Saikkonen vàLütkepohl (2002) để giải quyết vấn đề này.

Kế tiếp, tác giả kiểm định đồng liên kết để tìm bằng chứng về khả năng tồn tại mốiquan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Tác giả cũng sử dụngphép kiểm định đồng liên kết mới đề xuất bởi Saikkonen và Lütkepohl (2000) songsong với các phép kiểm định truyền thống nhằm tìm ra bằng chứng thuyết phục vềmối quan hệ tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực khi có xem xét đến điểm gãy cấutrúc

Cuối cùng, với kết quả về mối quan hệ đồng liên kết đã tìm được đối với trường hợpViệt Nam – Mỹ, mô hình VECM được sử dụng để hồi quy nhằm biểu diễn cụ thểmối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/VND và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam– Mỹ Đồng thời một số phép kiểm định khác sẽ được thực hiện để kiểm tra tính ổnđịnh của kết quả hồi quy này

Như vậy, phương pháp thực nghiệm của bài nghiên cứu có thể tóm tắt như sau:

 Bước 1: Tác giả tiến hành kiểm định tính dừng cho các chuỗi dữ liệu nghiêncứu trong trường hợp Việt Nam – Mỹ Các phép kiểm định bao gồm kiểmđịnh ADF, DF – GLS và kiểm định nghiệm đơn vị S & L có xét đến điểm gãy cấu trúc

 Bước 2: Tác giả tiến hành ba phép kiểm định đồng liên kết cho các chuỗi dữliệu nghiên cứu trong trường hợp Việt Nam – Mỹ Hướng tiếp cận truyềnthống tác giả sử dụng kiểm định Johansen Trace Test Theo phương pháp tiếpcận mới, tác giả dùng kiểm định S & L không xét đến điểm gãy cấu trúc, vàkiểm định S & L có xét đến điểm gãy cấu trúc.

 Bước 3: Tác giả sử dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số cho phương trìnhước lượng mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suấtthực cho trường hợp Việt Nam – Mỹ

 Bước 4: Tác giả tiến hành kiểm định tính dừng như ở bước 1 cho trường hợp

mở rộng nhiều quốc gia

 Bước 5: Tác giả lặp lại bước 2 nhằm tiến hành kiểm định tính đồng liên kết của các chuỗi dữ liệu cho trường hợp mở rộng nhiều quốc gia

Qua các bước tiến hành nghiên cứu trên, tác giả có thể đi đến kết luận về việc tồn tạimối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốcgia Chi tiết về các phép kiểm định được thực hiện ở từng bước được trình bày ngaysau đây

3.3.1 Kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu.

Kiểm định nghiệm đơn vị trong chuỗi thời gian là một trong những cách thức phổbiến nhằm kiểm tra tính dừng của dữ liệu Trong bài nghiên cứu, kiểm định nghiệmđơn vị được tiến hành đối với chuỗi dữ liệu gốc của các biến tỷ giá thực, lãi suấtthực trong nước và lãi suất thực nước ngoài Kết quả kiểm định cho biết chuỗi dữliệu là có tính dừng hay không dừng Nếu kết quả kiểm định có thể bác bỏ giả thiết

H0: chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị, chúng ta có thể kết luận đây là một chuỗi dừng

và có bậc liên kết bằng không, cách viết khác là chuỗi I(0) Trường hợp ngược lại,nếu kết quả kiểm định là không thể bác bỏ giả thiết H0 : chuỗi dữ liệu có nghiệmđơn vị; chúng ta có thể kết luận chuỗi không dừng Khi đó cần phải tiếp tục tiếnhành kiểm định tính dừng đối với chuỗi sai phân bậc 1 Nếu kết quả tiếp theo cho

thấy chuỗi sai phân bậc 1 không có nghiệm đơn vị, chúng ta có thể kết luận là chuỗinày có bậc lên kết là 1 hoặc viết là chuỗi I(1)

3.3.1.1 Hướng tiếp cận truyền thống.

Ở góc độ tiếp cận truyền thống, để kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu tác giả sửdụng kiểm định phương pháp kiểm định ADF ( Augmented Dickey-Fuller Test) và phương pháp kiểm định DF – GLS

Mô hình xây dựng kiểm định tính dừng theo Dickey – Fuller (1979) nhìn chung

có dạng sau ∆ = β1+ β2t + δ + (*)

Trong phương pháp kiểm định DF, số hạng sai số ut buộc phải là biến nhiễu trắng(white noise) Khi số hạng sai số ut có hiện tượng tự tương quan, phương trìnhước lượng (*) của kiểm định DF sẽ tương đương với phương trình sau của kiểmđịnh ADF:

∆Y t = β 1 + β 2 t + δY t-1 + α i ∑ + εt (**)

Cặp giả thiết kiểm định sẽ là:

 H0 : δ = 1, phương trình có nghiệm đơn vị hay kết luận Yt là không dừng

 H1 : δ < 1, phương trình không có nghiệm đơn vị, hay kết luận chuỗi Yt là chuỗi dừng

Kiểm định DF-GLS cũng dựa trên nền tảng là phép kiểm định DF giống như ADFnhưng thay vì biến đổi để đưa số hạng tự tương quan ut vào trong mô hình nhưphương trình (**), phép kiểm định DF-GLS lại tiến hành biến đổi để xử lý tính tựtương quan của số hạng sai số ut từ đó đưa ra kết quả kiểm định Phép kiểm địnhDF-GLS được tiến hành thông qua hai bước:

Bước 1: Chuyển hàm hồi quy theo phương pháp theo phương pháp GLS (phươngpháp bình phương tối thiểu tổng quát) Kết quả của bước này sẽ làm cho ut cóphương sai thay đổi trở thành ut* có phương sai không thay đổi

Bước 2: Sử dụng kết quả ở bước 1 tiến hành kiểm định theo phép kiểm định DF

Phép kiểm định ADF và DF – GLS là hai trong số các phép kiểm định nghiệm đơn

vị truyền thống Như đã đề cập ở phần trước, phương pháp kiểm định truyền thốngnày hoàn toàn không đề cập đến điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được kiểmđịnh Hai phép kiểm định này được tác giả tiến hành thông qua việc sử dụng phầnmềm Eview 6.0 Vì dữ liệu nghiên cứu được thu thập theo tháng, cho nên độ trễ tối

đa cho các phép kiểm định này được xác định là 12 Độ trễ tối ưu cho các phépkiểm định này sẽ được đề xuất theo tiêu chuẩn AIC (Akaike Information Criterion)

3.3.1.2 Kiểm định tính dừng có xem xét đến điểm gãy cấu trúc.

Bên cạnh các phép kiểm định truyền thống trình bày phần trên; ADF và DF – GLS,phép kiểm định nghiệm đơn vị được xây dựng theo đề xuất của Saikkonen vàLütkepohl cũng được áp dụng nhằm xem xét đến sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúctrong chuỗi dữ liệu Theo phép kiểm định nghiệm đơn vị S & L, điểm gãy cấu trúc

sẽ được xem xét như là một biến giả dịch chuyển trong mô hình Phương trình cơbản của phép kiểm định S & L đối với chuỗi dữ liệu Yt khi đó có dạng như sau:

Yt = u0 + ft ( ’Y + xt

Trong đó, số hạng ft ( ’Y là được gọi là một hàm dịch chuyển (shift function), nóđược thêm vào trong phương trình trên bên cạnh các thành phần khác của chuỗi dữliệu Yt Theo nghiên cứu của Saikkonen và Lütkepohl, có 3 dạng thể hiện khácnhau của hàm số dịch chuyển này Tương tự như bài nghiên cứu của Byrne vàNagayasu (2010), trong bài nghiên cứu này, hàm số dịch chuyển được định nghĩa làmột biến giả, và có dạng thể hiện như sau:

ft ( ’ d t = {

Trong đó TB là thời điểm xảy ra một sự kiện nào đó, tác động mạnh mẽ đến chuỗi

dữ liệu được gọi là điểm gãy cấu trúc Với dạng thể hiện như trên của hàm số dịchchuyển, trước khi xảy ra điểm gãy cấu trúc dt sẽ được gán cho giá trị = 0, kể từ thờiđiểm TB xảy ra điểm gãy cấu trúc dt sẽ được gán giá trị = 1

Phép kiểm định nghiệm đơn vị có xét đến điểm gãy cấu trúc của Saikkonen vàLütkepohl được tác giả tiến hành bằng việc sử dụng phần mềm JMulti, trong đótương tự hướng tiếp cận truyền thống, độ trễ tối đa trong kiểm định là 12, độ trễ tối

ưu đưa vào sử dụng lựa chọn theo tiêu chuẩn AIC Thời điểm xảy ra điểm gãy cấutrúc được đề xuất tự động bởi phần mềm JMulti dựa trên dữ liệu được khai báo Sau

đó điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được đề xuất sẽ được đối chiếu lại vớinhững sự kiện thực tế đã xảy ra trong quá khứ Từ đó tác giả lựa chọn điểm gãy phùhợp sử dụng trong kiểm định

Giả thuyết của kiểm định nghiệm đơn vị S&L như sau:

 H0 : chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị (chuỗi không dừng)

 H1 : chuỗi dữ liệu không có nghiệm đơn vị (chuỗi dừng)

Nếu trị tuyệt đối của giá trị thống kê t lớn hơn trị tuyệt đối của giá trị t tới hạn(Critical value) theo đề xuất của Lanne et al (2002), chúng ta đi đến bác bỏ giả thiết

H0. Kết luận chuỗi dữ liệu có tính dừng Ngược lại kết luận chuỗi dữ liệu không cótính dừng Khi đó tác giả tiếp tục các thao tác trên để tiến hành kiểm tra tính dừngcho chuỗi sai phân bậc 1

3.3.2 Kiểm định đồng liên kết.

Sau khi có được kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu tỷ giá thực qt, lãisuất thực trong nước rt và rt* tác giả tiến hành kiểm định tính đồng liên kết của cácchuỗi dữ liệu này

Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời giankhông dừng có thể là một chuỗi dừng thì các chuỗi thời gian không dừng đó đượccho là có tính đồng liên kết Kết hợp tuyến tính đó được gọi là phương trình đồngliên kết Nó thể hiện mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến trong môhình Điều này có nghĩa là nếu phần dư trong mô hình hồi quy giữa các chuỗi thờigian không dừng có tính dừng, thì kết quả hồi quy là phù hợp và thể hiện mối quan

hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình

Thông thường việc kết hợp hai biến liên kết bậc nhất I(1) sẽ dẫn đến kết quả hồi quy

vô nghĩa Tuy nhiên nếu thật sự giữa hai biến có quan hệ đồng liên kết, thì sai số của

mô hình sẽ có xu hướng giảm dần và sẽ bằng 0, tức là sai số ut của mô hình hồi quy

là chuỗi dừng – I(0) Nói cách khác, nếu như mô hình là đồng liên kết thì sẽ khôngxảy ra trường hợp hồi quy giả mạo cho dù các biến không phải là chuỗi I(0), khi đócác kiểm định dựa trên tiêu chuẩn t-statistic và tiêu chuẩn F vẫn có ý nghĩa

Đối với giai đoạn tiến hành kiểm định đồng liên kết, tác giả cũng tiến hành theo haihướng tiếp cận Tiếp cận theo hướng truyền thống, tác giả sử dụng phép kiểm địnhđồng liên kết Johansen Trace Test Đối với cách tiếp cận mới, tác giả sử dụng phépkiểm định đồng liên kết xây dựng bởi Saikkonen và Lütkepohl, đầu tiên tác giả thựchiện phép kiểm định đồng liên kết S & L này mà không xem xét đến điểm gãy cấutrúc, sau đó thực hiện lại kiểm định S & L với việc đưa điểm gãy cấu trúc vào môhình kiểm định

3.3.2.1 Hướng tiếp cận truyền thống

Tương tự Byrne và Nagayasu (2010), tác giả sử dụng kiểm định Johansen TraceTest để kiểm định tính đồng liên kết giữa các chuỗi dữ liệu

Giả sử có mô hình ước lượng có dạng như sau:

Từ mô hình này, mô hình VECM có thể được viết như sau:

∆Yt= A Yt-k + B1 ∆Yt-1 + B2 ∆Yt-2 + … + Bt-k ∆Yt-(k-1) + ut

Trong đó:

 Thành phần [A Yt-k] được gọi là thành tố hiệu chỉnh sai số (Error Correction Terms),

 Thành phần [B1 ∆Yt-1 + B2 ∆Yt-2 + … + Bt-k ∆Yt-(k-1) + ut] thể hiện VAR trong sai phân.

− Ma trận A = ∑ - I g

Tiến hành các phép biến đổi đại số tuyến tính, chúng ta có được hạng của ma trận A

= r Kiểm định đồng liên kết chính là tiến hành kiểm định hạng của ma trận A

Ma trận A không thể có hạng r = g, bởi vì điều này tương đương với các chuỗi dữliệu gốc yt có tính dừng

Nếu 1< r < g: các chuỗi dữ liệu có nhiều hơn 1 mối quan hệ đồng liên kết

Nếu các giá trị thống kê kiểm định lớn hơn giá trị thống kê tới hạn (Critical value)trong bảng giá trị thống kê Johansen, giả thiết H0 có r (r = 0,1,2…g-1) vector đồngliên kết sẽ bị bác bỏ, chấp nhận giả thiết thay thế là có nhiều hơn r vector đồng liênkết Tiếp tục lặp lại bước kiểm định giá trị r cho đến khi không thể bác bỏ giả thiết

H0 , khi đó r chính là số đồng liên kết Phần mềm Eview được tác giả sử dụng đểthực hiện kiểm định đồng liên kết Johansen, trong đó độ trễ tối đa là 12, độ trễ tối

ưu được xác định dựa theo tiêu chuẩn AIC

3.3.2.2 Hướng tiếp cận theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl

Tương tự với kiểm định nghiệm đơn vị mà Saikkonen và Lütkepohl đã xây dựng,yếu tố điểm gãy cấu trúc được xem xét đưa vào mô hình ước lượng như là 1 biếngiả dịch chuyển (shift dummy) Mô hình ước lượng khi đó có dạng như sau:

Yt = β1Yt-1 + β2Yt-2 + … + βkYt-k + δdt + ut

Với dt = {

Sau đó, phép kiểm định đồng liên kết S&L tính toán các giá trị thống kê và xem xétcác cặp giả thuyết tương tự như cách thức tiến hành ở cách tiếp cận truyền thốngnhư phép kiểm định Johansen Việc tiến hành kiểm định đồng liên kết theoSaikkonen và Lütkepohl được thực hiện bằng việc sử dụng phần mềm Jmulti Độ trễcủa mô hình kiểm định được chọn lựa theo tiêu chí AIC với độ trễ tối đa được xácđịnh là 12.

Một điều đáng lưu ý đó là khi tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị, khi thực hiện tiếpcận theo hướng truyền thống một số chuỗi cho kết quả là không có tính dừng Sau

đó tác giả thực hiện kiểm định tính dừng với chuỗi sai phân bậc 1 thì chuỗi mớidừng Nói cách khác, tiếp cận theo hướng truyền thống cho kết quả chuỗi là chuỗiI(1) Nhưng khi tác giả tiến hành thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị theo hướngtiếp cận mới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc, kết quả chuỗi đó lại là chuỗi I(0) tức

là dừng ngay chuỗi gốc mà không cần phải lấy sai phân

Như đã nói trước đây, khi các chuỗi cùng dừng ở khi lấy sai phân bậc một (Cùng làchuỗi I(1)), những chuỗi đó sẽ được kiểm định đồng liên kết để xác định mối quan

hệ cân bằng trong dài hạn Với kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo S & L cho cácchuỗi tỷ giá thực qt, lãi suất thực trong nước rt và rt*, kết quả lại nhận được là mộthỗn hợp vừa có chuỗi I(0), vừa có chuỗi I(1) Tuy nhiên, theo lập luận của Byrne vàNagayasu (2010), khi đó vẫn có khả năng tồn tại mối quan hệ cân bằng trong dàihạn giữa các biến trong mô hình Điều này sẽ được khẳng định bằng kết quả kiểmđịnh đồng liên kết có ý nghĩa về mặt thống kê và cho thấy rằng có mối quan hệđồng liên kết giữa các biến Kết quả này sẽ được trình bày chi tiết trong chương 4

Đối với kiểm định đồng liên kết theo phương pháp xây dựng bởi Saikkonen vàLütkepohl, đầu tiên tác giả thực hiện kiểm định mà không đưa xét biến giả là điểmgãy cấu trúc Sau đó thực hiện lại kiểm định với biến giả điểm gãy cấu trúc Từ đólàm rõ vai trò của điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa

tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa các quốc gia

3.3.3 Mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM

Khi hồi quy mô hình với các biến là chuỗi thời gian thì yêu cầu đặt ra là các chuỗinày phải dừng Nếu các chuỗi này không dừng thì kết quả hồi quy sẽ gọi là kếtquả hồi quy giả mạo Do đó thông thường trong trường hợp chuỗi chưa dừng thìchuỗi đó sẽ được lấy sai phân cho đến khi chuỗi thu được là chuỗi dừng Vấn đềđặt ra là khi hồi quy các chuỗi sai phân đó rất có thể sẽ dẫn đến việc bỏ sót nhữngthông tin dài hạn trong mối quan hệ giữa các biến

Mô hình VECM là một dạng của mô hình VAR tổng quát, được sử dụng trong trường hợp chuỗi dữ liệu là không dừng và chứa đựng mối quan hệ đồng liên kết

Dạng tổng quát của mô hình VECM như sau:

Theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl, nếu các biến trong mô hình ước lượngtồn tại một mối quan hệ đồng liên kết, khi đó, hồi quy mô hình VECM có thể đượctiến hành theo phương pháp hai giai đoạn của S&L Giai đoạn đầu liên quan đếnviệc đánh giá mối quan hệ dài hạn Nếu chỉ có một quan hệ đồng liên kết được tìmthấy từ kiểm định S&L thì mối quan hệ này cũng sẽ xảy ra trong bối cảnh công thứcđơn của mô hình VECM, được đánh giá bởi mô hình OLS, và được tham số lại bằngcách tiêu chuẩn hóa hệ số tỷ giá hối đoái thực Giai đoạn hai liên quan đến việcđánh giá lại toàn bộ hệ thống bằng phương pháp OLS, bao gồm vector đồng liên kết

đã xác định trong giai đoạn 1 cũng như các biến ngoại sinh

Trong trường hợp giữa hai quốc gia Việt Nam – Mỹ, từ kiểm định mối quan hệđồng liên kết cho ra kết quả có 1 mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi dữ liệu

tỷ giá thực và lãi suất thực, từ đó cho phép tiến hành hồi quy VECM hai giai đoạnnhư phương pháp trình bày phía trên Phương trình dài hạn biểu diễn sự thay đổitrong chênh lệch lãi suất thực giải thích cho sự thay đổi trong tỷ giá thựcUSD/VND Sau đó một số phép kiểm định như kiểm định Tau, kiểm địnhEigenvalue được tiến hành nhằm đánh giá tính ổn định của mô hình

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM

4.1 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong trường hợp Việt Nam – Mỹ.

4.1.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị.

Tương tự như Joseph P Byrne, Jun Nagayasu (2010), để tiến hành kiểm định tínhdừng chuỗi dữ liệu của các biến tỷ giá thực qt, lãi suất thực trong nước rt và lãi suấtthực ở ngước ngoài rt*, tác giả sử dụng 3 loại kiểm định nghiệm đơn vị bao gồm:Kiểm định ADF (Dickey & Fuller, 1979), kiểm định DF-GLS (Elliott, Rothemborg

điểm gãy cấu trúc bằng kiểm định Saikkonen & Lütkepohl (2002), ở đây ký hiệu làkiểm định S&L

4.1.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị theo hướng tiếp cận truyền thống

Tiếp cận theo hướng truyền thống, phép kiểm định ADF và DF – GLS được sử dụng

để kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu Kết quả kiểm định được trình bày lần lượttrong các bảng 4.1 và bảng 4.2:

Bảng 4.1: Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF

một có tính đến hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.

Tiếp cận theo phương pháp truyền thống, sử dụng phép kiểm định ADF, có thể nhậnthấy rằng, giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối bé hơn trị tuyệt đối của giá trị

tới hạn với mức ý nghĩa là | | | | Như vậy các chuỗi tỷ giá thực qt, lãi suất thựctrong nước rt và lãi suất thực ở ngước ngoài rt* dù là được đo lường dựa trên lạmphát tiền nghiệm hay lạm phát hậu nghiệm đều là chuỗi không dừng

Tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi sai phân bậc một của các biếnnày, kết quả cho thấy các giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối lớn hơn trị tuyệt đối

của giá trị tới hạn với mức ý nghĩa là | | | | Điều này cho kết quả bác bỏ giả thiết H 0 : (Giả thiết H 0 : Phương trình có nghiệm đơn vị) Hay nói cách khác, tất cả các chuỗi sai phân bậc một này đều là chuỗi dừng ở mức ý nghĩa 1%.

Tiếp theo, tác giả tiến hành kiểm định tính dừng bằng phép kiểm định nghiệm đơn

vị DF – GLS, kết quả kiểm định được trình bày trong bảng 4.2

Đối với chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực ở Mỹtất cả đều cho kết quả là không dừng ở chuỗi gốc Các giá trị thống kê t có giá trịtuyệt đối bé hơn trị tuyệt đối của giá trị tới hạn với mức ý nghĩa là

Tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi sai phân, chuỗi tỷ giá thựcUSD/VND, lãi suất thực tiên nghiệm Việt Nam và lãi suất thực hậu nghiệm ViệtNam đều cho kết quả không dừng Giá trị thống kê t đều lớn hơn giá trị tới hạn ởmức 10% Kết quả này cho thấy không thể bác bỏ giả thiết H0.

Bảng 4.2: Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF – GLS

DF-GLS Test

Đối với chuỗi lãi suất thực ở Mỹ, chỉ có chuỗi lãi suất thực hậu nghiệm cho kết quả

là chuỗi dừng Nhưng kiểm định DF – GLS cho chuỗi lãi suất thực tiên nghiệm của

Mỹ, kết quả lại là chuỗi không dừng

Như vậy, đến đây, hai phép kiểm định tiếp cận theo hướng truyền thống đưa ra kếtquả không đồng nhất với nhau Kiểm định ADF cho thấy các chuỗi tỷ giá thựcUSD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực ở Mỹ đều dừng khi lấy sai phânbậc 1(chuỗi I(1)), nhưng kiểm định DF – GLS lại cho thấy các chuỗi này khôngphải là chuỗi I(1) Điều này đặt ra vấn đề cần phải có một phép kiểm định mới nhằm

có thể khẳng định về tính dừng của chuỗi dữ liệu

4.1.1.2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L