Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực

Bài nghiên cứu cho thấy việc xem xét điểm gãy cấu trúc khi nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực là quan trọng. Qua đó ủng hộ quan điểm của Perron (1989) khi cho rằng sự xuất hiện điểm gãy câu trúc trong chuỗi dữ liệu có thể làm sai lệch kết quả kiểm định. Mời các bạn cùng tham khảo nội dung chi tiết.

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS TS Nguyễn Thị Liên Hoa

Tp Hồ Chí Minh – Năm 2016

Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ “Điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ giữa

tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực” là công trình nghiên cứu của cá nhân dưới sự

hướng dẫn của PGS.TS Nguyễn Thị Liên Hoa Các thông tin, số liệu sử dụng trong bài luận văn là trung thực, có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng Kết quả của nghiên cứu trong luận văn này là trung thực và chưa từng được công bố trong bất kỳ công trình nào khác

Tp Hồ Chí Minh, tháng năm

Người viết

Vũ Phan Anh

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các từ viết tắt

Danh mục các bảng biểu

Danh mục các hình vẽ đồ thị

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1

1.1 Sự cần thiết của nghiên cứu 1

1.2 Mục tiêu, phương pháp nghiên cứu 2

1.3 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 3

1.4 Những đóng góp mới của luận án 3

1.5 Bố cục của luận án 3

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC CÔNG TRÌNH NGHIÊN CỨU VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC 5

2.1 Cơ sở lý thuyết 5

2.2 Các nghiên cứu chưa có được bằng chứng thuyết phục khẳng định mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực 7

2.2.1 Nghiên cứu của Campell và Clarida (1987) 7

2.2.2 Nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988) 7

2.2.3 Nghiên cứu của Edison & Pauls (1993) 8

2.2.4 Nghiên cứu của Perron (1989) 9

2.3 Các nghiên cứu có được bằng chứng thuyết phục về mối quan hệ giữa tỷ giá thực – lãi suất thực 10

2.3.1 Nghiên cứu của Edison, H J và W.R Melick (1999) 10

2.3.2 Nghiên cứu của Nakagawa, H., (2002) 11

2.3.3 Nghiên cứu của Kanas, A., (2005) 12

2.3.4 Nghiên cứu của Joseph P Byrne và Jun Nagayasu., (2010) 13

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 15

3.1 Xây dựng mô hình 15

3.2 Mô tả dữ liệu nghiên cứu 17

3.2.1 Tỷ giá hối đoái thực 17

3.2.2 Lãi suất thực 18

3.2.2.1 Lãi suất thực tiền nghiệm (Ex ante) 18

3.3.1.1 Hướng tiếp cận truyền thống 22

3.3.1.2 Hướng tiếp cận mới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc 23

3.3.2 Kiểm định đồng liên kết 24

3.3.2.1 Hướng tiếp cận truyền thống 25

3.3.2.2 Hướng tiếp cận mới theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl 26

3.3.3 Mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM 26

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 29

4.1 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong trường hợp Việt Nam – Mỹ 29

4.1.1 Kết quả kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu 29

4.1.1.1 Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp truyền thống 29

4.1.1.2 Kết quả kiểm định tính dừng có xem xét điểm gãy cấu trúc 31

4.1.2 Kiểm định đồng liên kết 37

4.1.2.1 Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen 37

4.1.2.2 Kết quả kiểm định đồng liên kết S&L 38

4.1.3 Ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực USD/VND và lãi suất thực giữa hai quốc gia Việt Nam – Mỹ 44

4.1.3.1 Mô hình ước lượng VECM 45

4.1.3.2 Kiểm định tính ổn định mô hình 47

4.2 Mở rộng nghiên cứu mối quan hệ tỷ giá thực và lãi suất thực giữa Mỹ và các quốc gia Châu Á khác 49

4.2.1 Kiểm định nghiệm đơn vị 49

4.2.1.1 Kiểm định ADF 49

4.2.1.2 Kiểm định DF-GLS 50

4.2.1.3 Kiểm định S&L 52

4.2.2 Kiểm định đồng liên kết 53

4.2.2.1 Kiểm định đồng liên kết Johansen 54

4.2.2.2 Kiểm định đồng liên kết S&L 55

CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN 57

5.1 Tóm tắt kết quả nghiên cứu 57

5.2 Hạn chế của nghiên cứu và kiến nghị 57 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

ADF Kiểm định Augmented Dickey-Fuller CPI Chỉ số giá tiêu dùng

DF Kiểm định Dickey-Fuller DF-GLS Kiểm định Dickey Fuller-General Least Square IFE Hiệu ứng Fisher quốc tế

OLS Phương pháp bình quân bé nhất S&L Kiểm định Saikkonen và Lutkepol UIP Lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa VECM Mô hình vector điều chỉnh sai số

Bảng Tên bảng Trang

Bảng 4.1 Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF 28 Bảng 4.2 Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF-GLS 29 Bảng 4.3 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S&L Test 31 Bảng 4.4 Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen Trace Test 36

Bảng 4.5 Kết quả kiểm định đồng liên kết S&L không có điểm gãy cấu

Bảng 4.12 Kết quả kiểm định S&L có xét đến điểm gãy cấu trúc của

Bảng Tên bảng Trang

Hình 4.1 Đồ thị biến động của chuỗi tỷ giá thực USD/VND 33 Hình 4.2 Đồ thị biến động của chuỗi lãi suất thực Việt Nam 34 Hình 4.3 Đồ thị biến động của chuỗi lãi suất thực Mỹ 35

Hình 4.4 Kết quả kiểm định đồng liên kết các chuỗi tỷ giá thực và lãi

suất thực tiền nghiệm có xét đến điểm gãy cấu trúc 41

Hình 4.5 Kiểm định đồng liên kết các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực

hậu nghiệm có xét đến các điểm gãy cấu trúc 43

Hình 4.6 Kiểm định eigenvalue và kiểm định thống kê Tau với dữ liệu

Hình 4.7 Kiểm định Eigenvalue và kiểm định thống kê Tau với dữ liệu

CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Sự cần thiết của nghiên cứu

Ngày nay, lãi suất luôn được coi là một trong những công cụ quan trọng đối với việc quản lý và kiểm soát kinh tế vĩ mô của phần lớn các quốc gia trên thế giới Trong nền kinh tế mở, mỗi thay đổi trong chính sách lãi suất của một nền kinh tế không chỉ ảnh hưởng tới quốc gia đó mà còn tác động đến nền kinh tế của các quốc gia khác, đặc biệt là trong mối quan hệ cung cầu tiền tệ, luân chuyển phân bổ nguồn vốn đầu tư, kinh doanh Chính vì thế mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá luôn được các nhà quản lý, các chuyên gia kinh tế, các doanh nghiệp và cả các cá nhân quan tâm, theo dõi Mối quan hệ này được phát biểu trong lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) và hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE) rằng: tỷ giá giao ngay của một đồng tiền so với một đồng tiền khác sẽ thay đổi theo chênh lệch lãi suất giữa hai nước Dựa trên lý thuyết đó, các nhà nghiên cứu như Campbell và Clarida (1987), Meese và Rogoff năm (1988) và Edison và Pauls (1993) đã cố gắng tìm ra bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của hai quốc gia Tuy nhiên những nghiên cứ này chưa đưa ra được những bằng chứng rõ ràng về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực Năm 1989 Perron với nghiên cứu “The Great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis” đã chỉ ra rằng việc lựa chọn mô hình không phù hợp và việc xuất hiện các cú sốc bất thường trong chuỗi dữ liệu sẽ dẫn đến kết quả thống kê tìm được có thể bị sai lệch Ngày nay với sự phát triển của toán kinh tế và khoa học, nhiều mô hình kinh tế được xây dựng nhằm khắc phục những nhược điểm trước kia đã giúp cho các nghiên cứu đưa ra được những kết quả kiểm định mạnh hơn

Các nghiên cứu đã được thực hiện ở nhiều quốc gia phát triển, tiêu biểu như nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Anh-Mỹ của Joseph P Byrne và Jun Nagayasu (2010) Tuy nhiên việc chưa có nhiều những nghiên cứu tại các quốc gia đang phát triển, cùng với việc những thay đổi liên tục trong nền kinh tế Việt Nam do chịu ảnh hưởng bởi những biến động về tỷ giá và lãi suất trên thị

trường thế giới thời gian vừa qua là những nguyên nhân chính thúc đẩy tác giả tiến hành nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của Việt Nam - Mỹ, sau đó mở rộng nghiên cứu ra các quốc gia khác

1.2 Mục tiêu, phương pháp nghiên cứu

- Mục tiêu nghiên cứu: Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và

lãi suất thực của Mỹ và Việt Nam, sau đó mở rộng ra các quốc gia khác

- Phương pháp nghiên cứu:

Trong bài nghiên cứu này tác giả sử dụng đồng thời hai phương pháp nghiên cứu Một mặt sử dụng các phương pháp kiểm định không xem xét đến điểm gãy cấu trúc: kiểm định tính dừng, kiểm định đồng liên kết, kiểm định Johansen Trace test Mặt khác sử dụng phương pháp kiểm định Saikkonen & Lütkepohl (2002) có xem xét đến điểm gãy cấu trúc Sau khi áp dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số trong phương trình thể hiện mối quan hệ tác giả tiến hành kiểm định tính ổn định trong dài hạn của mô hình về mối quan hệ giữa tỷ giá USD/VND và chênh lệch lãi suất Việt Nam – Mỹ Mở rộng nghiên cứu ở nhiều quốc gia khác như: Singapore, Thái Lan, Hàn Quốc, Philippines, Malaysia

Dữ liệu nghiên cứu bao gồm: tỷ giá hối đoái, lãi suất danh nghĩa, chỉ số giá CPI được thu thập theo tháng từ cơ sở dữ liệu của Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF)

- Câu hỏi nghiên cứu:

 Khi sử dụng các phương pháp kiểm định truyền thống (không xem xét đến điểm gãy cấu trúc ) giữa Việt Nam và Mỹ có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa

tỷ giá thực và lãi suất thực?

 Nếu phương pháp truyền thống không đưa ra được các bằng chứng thuyết phục cho mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Việt Nam – Mỹ thì khi sử dụng phương pháp kiểm định mới đồng thới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc có tìm thấy bằng chứng thuyết phục cho mối quan hệ này không?

 Mở rộng phạm vi nghiên cứu ra các quốc gia khác có tìm thấy mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực giữa các quốc gia khác với Mỹ?

1.3 Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu

Bài viết nghiên cứu mối quan hệ trong dài hạn của tỷ giá thực và lại suất thực dựa trên cơ sở giữ liệu của Việt Nam và 5 quốc gia: Singapore, Thái Lan, Hàn Quốc, Philippines, Malaysia trong mối tương quan với Mỹ với khoảng thời gian từ 01/1996 đến 07/2015

1.4 Những đóng góp mới của luận án

Nghiên cứu xem xét mối quan hệ trong dài hạn giữ tỷ giá thực và lãi suất thực của Việt Nam-Mỹ và mở rộng ra các nước khác với Mỹ, qua đó củng cố thêm bằng chứng thực nghiệm cho lý thuyết về mối quan hệ giữ tỷ giá thực và lãi suất thực Bài nghiên cứu cho thấy việc xem xét điểm gãy cấu trúc khi nghiên cứu mối quan

hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực là quan trọng Qua đó ủng hộ quan điểm của Perron (1989) khi cho rằng sự xuất hiện điểm gãy câu trúc trong chuỗi dữ liệu có thể làm sai lệch kết quả kiểm định Bài nghiên cứu cũng đưa ra lưu ý cho các nghiên cứu khác khi sử dụng chuỗi dữ liệu thời gian: độ mạnh của kiểm định được gia tăng khi chuối dữ kiệu được kéo dài nhưng cần phải xem xét kỹ lưỡng những tác động có thể làm thay đổi tính chất của chuỗi dữ liệu thu thập được

1.5 Bố cục của luận án

Bài nghiên cứu được trình bày trong năm chương:

- Chương 1: Giới thiệu: Trình bày lý do, mục tiêu, đối tượng, phạm vi và những đóng góp của nghiên cứu

- Chương 2: Tổng quan các công trình nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ giá thực

và lãi suất thực: Trình bày và tổng hợp các kết quả nghiên cứu của các nhà nghiên cứu trên thế giới về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực

- Chương 3: Phương pháp nghiên cứu: Trình bày mô hình lý thuyết về mối quan

hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực cũng như các phương pháp nghiên cứu được áp dụng trong nghiên cứu này

- Chương 4: Kết quả nghiên cứu: Trình bày kết quả thực nghiệm về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của Việt Nam-Mỹ, đồng thời mở rộng ra nghiên cứu ra các quốc gia khác với Mỹ

- Chương 5: Kết luận: Tổng kết lại những kết quả mà bài nghiên cứu đạt được, trình bày những mặt còn hạn chế, từ đó đề xuất hướng nghiên cứu cho các nghiên cứu tiếp theo

CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC CÔNG TRÌNH NGHIÊN CỨU VỀ MỐI

QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC

Việc tìm ra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lại suất thực có vai trò quan trọng trong việc điều hành nền kinh tế vĩ mô nói chung và các hoạt động xúc tiến thương mại nói riêng Vì thế có rất nhiều công trình nghiên cứu đã được thực hiện, tuy nhiên vào những năm 1990 trở về trước, do các phương pháp, kỹ thuật thực nghiệm còn nhiều hạn chế nên các nhà nghiên cứu chưa thể tìm ra bằng chứng thuyết phục khẳng định về sự tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Nhưng với những cải tiến trong các phương pháp nghiên cứu nhằm khắc phục những thiếu sót trước đây, các nghiên cứu sau này đã có những bằng chứng thuyết phục hơn cho thấy sự tồn tại mối quan hệ dài hạn của tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực Trong phần này, người viết sẽ giới thiệu sơ lược về các nghiên cứu trước đây nhằm đưa ra cái nhìn tổng quan về quá trình thực hiện các nghiên cứu thực nghiệm đối với mối quan hệ này

Có thể chia các nghiên cứu trước đây thành hai nhóm: nhóm các nghiên cứu chưa

có được bằng chứng thuyết phục để khẳng định về sự tồn tại của mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực và nhóm các nghiên cứu có được bằng chứng thuyết phục để khẳng định về mối quan hệ này

2.1 Cơ sở lý thuyết

Cơ sở lý thuyết của bài nghiên cứu này là lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất không 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 tỷ giá 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 tư trong nước, nghĩa là:

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

Nếu lãi suất trong nước ih < lãi suất nước ngoài if : đồng ngoại tệ sẽ giảm giá một

mức 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 thể hiện 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 phòng ngừa làm lý thuyết nền tảng của bài

2.2 Các nghiên cứu chƣa có đƣợc bằng chứng thuyết phục khẳng định mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực

2.2.1 Nghiên cứu của Campell và Clarida (1987)

Campell và Clarida với nghiên cứu “The dollar and real interest rates” được đăng trên Carnegie-rochester conference on public policy (1987) đã đi tìm hiểu: có bao nhiêu phần trăm sự thay đổi trong tỷ giá thực là do sự chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia và bao nhiêu phần trăm thay đổi là do sự dịch chuyển của tỷ giá thực cân bằng dài hạn

Dữ liệu nghiên cứu: được thu thập theo tháng từ tháng 10/1979 tới tháng 3/1986

cho các cặp tiền tệ: Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Bảng Anh, Dollar Mỹ - Dollar Canada

Phương pháp nghiên cứu: Hai ông đã tiến hành ước lượng mô hình với việc sử

dụng hai biến: tỷ giá thực hậu nghiệm và lãi suất thực hậu nghiệm ngắn hạn Hai biến này là tổ hợp tuyến tính của những biến không quan sát được là: lãi suất thực tiền nghiệm, kì vọng tỷ giá thực trong dài hạn và kể cả sai số trong việc dự báo lạm phát kì vọng Bên cạnh đó Campell và Clarida cũng áp đặt một số giả định như tỷ giá hối đoái thực dài hạn là một bước đi ngẫu nhiên hay ngang giá lãi suất không phòng ngừa tồn tại

Kết quả nghiên cứu: kể từ năm 1980, tỷ giá đồng USD biến động mạnh nhưng chỉ

có một phần rất nhỏ được giải thích bởi sự thay đổi trong chênh lệch lãi suất thực

Rõ ràng kết quả tìm được của Campell và Clarida còn khá mơ hồ và chưa đủ thuyết phục để cung cấp bằng chứng thực nghiệm về việc tìm ra mối quan hệ giữa tỷ thực

và lãi suất thực

2.2.2 Nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988)

Nghiên cứu “Was it real? The exchange rate-interest differential relation over the modern floating rate-period” đăng trên tạp chí Journal of Finance (1988) của Messe

và Rogoff tìm hiểu xem liệu trong thực tế có tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá thực và

lãi suất thực của Mỹ với các quốc gia khác hay không, đặc biệt là trong thời kì tỷ giá thả nổi hiện đại (từ năm 1973)

Dữ liệu nghiên cứu: được thu thập theo tháng từ tháng 4/1976 cho đến tháng

3/1986 (sau khi Mỹ chấp nhận chế độ tỷ giá thả nổi tháng 3/1973) cho các cặp tiền tệ: Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Bảng Anh

Phương pháp nghiên cứu: Trong mô hình của mình, Messe và Rogoff chỉ tập

trung vào hai biến là tỷ giá thực và lãi suất thực mà không quan tâm đến các biến kinh tế khác Trong bài nghiên cứu, Messe và Rogoff tiến hành các kiểm định nghiệm đơn vị, hồi quy phương trình GMM và kiểm định tính đồng liên kết

Kết quả của bài nghiên cứu:

- Tìm được mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực tuy nhiên dữ liệu không ủng hộ cho mối quan hệ chặt chẽ giữa 2 biến này Hai ông đề xuất đưa thêm vào mô hình các biến khác có thể làm mối quan hệ này rõ ràng hơn

- Kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy cả hai chuỗi dữ liệu tỷ giá thực và lãi suất thực có nghiệm đơn vị, tuy nhiên lại không tìm thấy bằng chứng 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 rõ ràng về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực

2.2.3 Nghiên cứu của Edison & Pauls (1993)

Năm 1993, Edison và Pauls với nghiên cứu “A re-assessment of the relationship between real exchange rates and real interest rates: 1974-1990” được đăng trên tạp chí Journal of Monetary Economics (1993) cũng đi nghiên cứu câu hỏi có hay không mối quan hệ của tỷ giác thực và lãi suất thực

Dữ liệu nghiên cứu: được thu thập theo quý giai đoạn từ năm 1974-1990 cho các cặp tiền tệ: Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Bảng Anh, Dollar Mỹ - Dollar Canada và cuối cùng là Dollar Mỹ - đồng tiền đại diện các nước G10

Phương pháp nghiên cứu: Tác giả bài nghiên cứu đã sử dụng phép kiểm định đồng liên kết và mô hình sai số hiệu chỉnh (ECM), đồng thời dựa trên đề xuất của Messe

và Rogoff, tác giả đã đưa thêm biến lạm phát kì vọng vào mô hình nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực

Kết quả nghiên cứu: Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị, hai ông nhận thấy các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực đều là chuỗi không dừng Tuy nhiên hai ông lại không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến này Edison

& Pauls dùng một mô hình khác trong đó có sử dụng thêm biến cán cân tài khoản vãng lai, tuy nhiên kết quả cũng không tìm thấy được bằng chứng về mối quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá thực và lãi suất thực…

Tóm lại, dù đã sử dụng các phương pháp khác nhau để tìm ra bằng chứng vế mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực, các nhà nghiên cứu vẫn chưa tìm thấy bằng chứng đủ mạnh để ủng hộ cho mối quan hệ này Điều này có thể do các nghiên cứu này chưa xem xét đến một vài yếu tố quan trọng hoặc do các phương pháp kiểm định chưa thực sự phù hợp

2.2.4 Nghiên cứu của Perron (1989)

Nghiên cứu “The Great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis” của Perron được công bố trên Econometrica (1989) không đi tòm hiểu về mối quan

hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực hay hay mối quan hệ của một trong hai biến này với một đại lượng kinh tế khác nhưng kết luận liên quan đến kinh tế lượng ứng dụng của Perron lại có tác động rất lớn đến vấn đề nghiên cứu của đề tài Perron nói rằng một số vấn đề của chuỗi dữ liệu theo thời gian hoặc độ mạnh của kiểm định lại

có thể dẫn đến các sai lệch của kết quả tìm được

Tác giả cho rằng độ mạnh của kiểm định sẽ được gia tăng nếu chuỗi dữ liệu được kéo dài theo thời gian Tuy nhiên 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 liệu được thu thập Việc xuất hiện của điểm gãy cấu trúc có thể sẽ làm cho kết quả kiểm định 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 Hoặc sẽ làm cho kết quả tìm được không có ý nghĩa thống kê Vì thế Perron (1989) kiến nghị khi tiến hành các phép kiểm định tốt nhất cần phải kéo dài thời gian mẫu nghiên cứu và xem xét đến điểm gãy cấu trúc hoặc xây dựng hướng tiếp cận khác như sử dụng mô hình phi tuyến

2.3 Các nghiên cứu có đƣợc bằng chứng thuyết phục về mối quan hệ giữa tỷ giá thực – lãi suất thực

Dựa trên những nghiên cứu trước của Campell và Clarida (1987), Messe và Rogoff (1988), Edison và Pauls (1993)… và đề xuất của Perron (1989), các nhà nghiên cứu sau đó đã quan tâm hơn đến điểm gãy cấu trúc hoặc tiếp cận nghiên cứu theo một hướng khác để tìm hiểu về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực

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

Trong bài nghiên cứu: “Alternative approaches to real exchange rates and real interest rates: Three up and three down” của Edison, H J và W.R Melick đăng trên tạp chí International Journal of Finance and Economics (1999), hai ông đã đưa điểm gãy cấu trúc vào trong nghiên cứu để tìm ra bằng chứng rõ ràng hơn về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực

Dữ liệu nghiên cứu: được thu thập theo quý từ 1974 đến 1994 cho các cặp tiền tệ:

Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Dollar Canada và Dollar Mỹ - đồng tiền đại diện các nước G10

Phương pháp nghiên cứu: 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

- Hướng tiếp cận thứ nhất: Tác giả dựa trên nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988) với giả định tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng là một hằng số Tác giả tìm thấy mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực nhưng

không có bằng chứng về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực trong ngắn hạn

- Hướng tiếp cận thứ hai: Trong mô hình này, biến tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng không còn là một hằng số nữa mà là một đại lượng thay đổi theo một biến khác Kết quả của hướng tiếp cận thứ hai, tác giả tìm thấy một bằng chứng mạnh hơn về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực, tuy nhiên tác giả cũng đề cập kết quả này còn phụ thuộc vào việc lựa chọn các biến tác động 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 cách này tác giả tìm thấy được sự chênh lệch lãi suất thực có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích cho sự thay đổi của tỷ giá thực trong dài hạn

Kết quả nghiên cứu: Tác giả đã tìm được một số bằng chứng cho thấy mối quan

hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Điểm đáng chú ý của bài nghiên cứu này đó là Edison, H J và W.R Melick đã có xem xét đến yếu tố điểm gãy cấu trúc Tuy nhiên một số nhà nghiên cứu cho rằng kết quả này có tính tin cậy không cao bởi vì giá trị tới hạn trong kiểm định Johansen Trace Test cần phải được điều chỉnh nếu trong mô hình có xuất hiện điểm gãy cấu trúc

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

Khác với các nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực trước đây, Nakagawa lại tiếp cận theo hướng xem xét đến tính chất phi tuyến của sự hội

tụ của tỷ giá thực về tỷ giá cân bằng trong dài hạn trong 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 (2002)

Dữ liệu nghiên cứu: Sử dụng dữ liệu theo quý từ 1974 cho đến 1997, các cặp đồng

tiền được lựa chọn gồm Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ

- Dollar Canada và Dollar Mỹ - Bảng Anh

Phương pháp nghiên cứu: Các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa tỷ giá

thực và lãi suất thực đều dựa trên 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 của chi phí giao dịch thì việc điều chỉnh của tỷ giá thực về tỷ giá cân bằng trong dài hạn phải có tính chất phi tuyến

Áp dụng mô hình Mundell–Fleming–Dornbusch mở rộng, để xem xét tính chất phi tuyến trong mô hình

Kết quả nghiên cứu: Nakagawa đã tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ trong dài

hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực

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

Năm 2005, trong nghiên cứu “Regime linkages in the US/UK real exchange real interest rate differential relation” được đăng trên tạp chí Journal of International Money and Finance (2005), Kanas khi xem xét đến cả sự thay đổi chế độ kinh tế và

rate-sử dụng chuỗi dữ liệu quá khứ dài, ông đã phát hiện ra một mối quan hệ dài hạn giữ

tỷ giá thực và lãi suất thực

Dữ liệu nghiên cứu: Bài nghiên cứu thu thập dữ liệu theo tháng trong khoản thời

gian từ năm 1921-2002 để tiến hành xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/GBP và lãi suất thực của Anh và Mỹ Với khoảng thời gian dài như thế, Kanas đặc biệt quan tâm đến việc chuyển đổi tỷ giá giữa chế độ tỷ giá cố định qua chế độ

tỷ giá thả nổi và ngược lại cũng như các sự kiện kinh tế lớn có tác động mạnh đến chuỗi dữ liệu

Phương pháp nghiên cứu: Dựa trên nền tảng cơ sở là bài nghiên cứu của Messe và

Rogoff (1988), Kanas áp dụng mô hình vec-tor tự hồi quy Markov Swiching ( MS VAR) để tìm mối quan hệ của 2 chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực có tính đến yếu tố bất ổn và việc chuyển đổi chế độ tỷ giá

Kết quả nghiên cứu: Kanas tìm thấy được bằng chứng về mối quan hệ giữa hai

biến tỷ giá thực và lãi suất thực

2.3.4 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

Dữ liệu nghiên cứu: Bài nghiên cứu xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực

và lãi suất thực của Anh và Mỹ và Anh trong khoảng thời gian từ tháng 1 năm 1973 đến tháng 5 năm 2005, dữ liệu được thu thập theo tháng

Phương pháp nghiên cứu: Tương tự như Kanas, hai tác giả cũng dựa trên mô hình

lý thuyết của Messe và Rogoff (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 dữ liệu, mối quan hệ đồng liên kết và vai trò của điểm gãy cấu trúc tác động như thế nào đến mối quan hệ đó

Các tác giả tiến hành tiếp cận theo cả hai hướng, một mặt sử dụng các phương pháp kiểm định truyền thống như kiểm định nghiệm đơn vị ADF, DF - GLS, kiểm định đồng 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 mô hình 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

Kết quả nghiên cứu: 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 đồng liên kết Nhưng khi thực hiện kiểm định S&L có tính đến điểm gãy cấu trúc thì mối quan hệ này được làm rõ và có ý nghĩa thống kê Mở rộng nghiên cứu thực nghiệm cho nhiều quốc gia khác, các ông thu được kết quả là phần nhiều quốc gia cho thấy có mối quan hệ đồng liên kết ngay cả khi chưa xem xét đến điểm gãy cấu trúc Đối với những quốc gia còn lại, khi xem xét đến điểm gãy cấu trúc thì mối quan 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 lãi suất thực của hai quốc gia

Như vậy, từ đề xuất của Perron (1989), nhiều nghiên cứu sau này đã quan tâm tới đặc điểm của chuỗi dữ liệu nghiên cứu của mình: Edison và Melick (1999) thêm vào biến giả giải thích cho giai đoạn mà lãi suất của Mỹ có những biến động mạnh vào trong mô hình, Nakagawa (2002) quan tâm tới tính phi tuyến của tỷ giá, Kanas (2005) sử dụng chuỗi dữ liệu dài và xem xét đến sự thay đổi chế độ kinh tế và nghiên cứu của Byrne và Nagayasu thì đặc biệt quan tâm đến điểm gãy cấu trúc xảy ra trong chuỗi dữ liệu… Nhìn chung, các nghiên cứu về sau khi có sự xem xét đến điểm vỡ cấu trúc hay các tính chất khác của chuỗi dữ liệu đều tìm ra được bằng chứng thuyết phục hơn về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi

suất thực

CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1 Xây dựng mô hình

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

qt = St – Pt + Pt* (1) Rút St ta có: St = qt – Pt + Pt*

Trong đó:

 St : logarit tự nhiên của tỷ giá hối đoái danh nghĩa (tỷ số tính theo số đơn vị đồng nội tệ trên 1 đơn vị đồng ngoại tệ)

 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 trường vốn tự do, kì vọng của mức thay đổi trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa cân bằng với chênh lệch lãi suất danh nghĩa Khi các nhà đầu tư e ngại rủi ro ví dụ như rủi ro tỷ giá, UIP được mở rộng ra bao gồm cả phần bù rủi ro:

Et (St+1 – St ) = it – it* + ut (2) 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 tỷ giá hối đoái ở thời 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 (3)

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

Et pt+1 = Etpt+1 - pt (4)

Et pt+1*

= Etpt+1* - pt* (5) Bên cạnh đó, lãi suất thực tiền nghiệm (Ex-ante) trong một thời kì bằng với lãi suất danh nghĩa trừ cho tỷ lệ lạm phát tiền nghiệm (Ex-ante):

rt = it - Et pt+1 (6)

rt* = it* - Et pt+1* (7) Thế các phương trình (4), (5), (6) và (7) vào phương trình (3), chúng ta đạt được

Etqt+1 – (Et Pt+1*+ Pt*) + (Et Pt+1 + Pt) - St = (rt+ Et Pt+1) – (rt*+ Et Pt+1*) +ut (8) Phương trình trên tương đương với phương trình sau:

Etqt+1 – Pt* + Pt - St = rt – rt*+ ut (9) Thế phương trình (1) vào phương trình (9) ta có

Etqt+1 – qt = rt – rt*+ ut (10)

 qt = – rt + rt* + Etqt+1 + ut (11) Một trong những khó khăn ở phương trình số (11) là giá trị kì vọng Etqt+1 của tỷ giá hối đoái thực thì không dễ dàng có sẵn cho các nhà nghiên cứu Vì vậy có một

số giả định được áp dụng cho đại lượng này Như trình bày trong chương hai, trong

mô hình thay thế, Messe và Rogoff (1988) cho rằng giá trị kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực là một đại lượng chịu tác động của một vài biến số kinh tế khác Tuy nhiên cũng có một số nghiên cứu trước đây giả định rằng đại lượng này là một hằng

số Những nghiên cứu đó có thể kể đến như mô hình chuẩn của Messe và Rogoff (1988), mô hình của Edison và Paul (1993), mô hình của Baxter (1994) Trong bài nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) cũng giả định tương tự, cho kỳ vọng của

tỷ giá hối đoái thực là một hằng số Giả định vừa nêu cũng được áp dụng cho bài nghiên 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:

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 trên một 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 các phương pháp ước lượng và hồi quy Lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất không phòng ngừa (UIP) nói rằng nếu lãi suất thực trong nước cao hơn lãi suất thực nước ngoài, thì đồng ngoại tệ sẽ tăng giá để bù đắp cho phần chênh lệch lãi suất và ngược lại Như vậy dấu kì vọng của các hệ số hồi quy trong phương trình (12) sẽ là

α > 0 (hệ số của biến lãi suất thực trong nước) và α* < 0 (hệ số của biến lãi suất thực nước ngoài) theo đúng lý thuyết UIP

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 lãi suất thực của hai quốc gia Trước hết là giữa Việt Nam và Mỹ, sau đó mở rộng ra các quốc gia Singapore, Thái Lan, Hàn Quốc, Philippines, Malaysia so với Mỹ Dữ liệu

về tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực được tính toán như sau:

3.2.1 Tỷ giá hối đoái thực

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 tự nhiên Đây là tỷ giá song phương và được niêm yết theo phương pháp trực tiếp

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

3.2.2 Lãi suất thực

Trong bài nghiên cứu này có 2 hướng tiếp cận đối với công thức tính toán lãi suất thực: lãi suất thực tiền nghiệm và lãi suất thực hậu nghiệm

3.2.2.1 Lãi suất thực tiền nghiệm (Ex ante)

Như có đề cập ở phương trình thứ (6) và thứ (7), lãi suất thực tiền nghiệm (Ex ante) được xác định như sau:

rt = it - Et pt+1 (6)

rt* = it* - Et pt+1* (7) Giá trị dự đoán của lạm phát kỳ vọng được tính theo chênh lệch giữa lạm phát tại thời điểm trong tương lai (t+1) và lạm phát tại thời điểm hiện tại (t):

pt+1 = pt+1 - pt

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 thức sau:

Trong đó:

 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 vàpt* lần lượt là lạm phát trong nước và lạm phát nước ngoài Hai đại lượng này được đại diện bởi logarit tự nhiên của chỉ số CPI trong nước và chỉ số CPI nước ngoài

Dữ liệu về tỷ giá danh nghĩa được lấy vào cuối tháng

Dữ liệu về chỉ số CPI được thu thập theo tháng với CPI năm gốc 2010 = 100 Lãi suất danh nghĩa thu thập theo tháng được đại diện bởi lãi suất thị trường tiền

tệ Ở những quốc gia mà dữ liệu về lãi suất thị trường tiền tệ không có sẵn do những hạn chế về số liệu thống kê, tác giả dùng lãi suất bình quân liên ngân hàng để thay thế (như trường hợp của Việt Nam)

Trong trường hợp của Việt Nam, thời gian thu thập dữ liệu là từ tháng 01/1996 đến tháng 07/2015 Trong trường hợp các quốc gia còn lại gồm: Singapore, Thái Lan, Hàn Quốc, Philippines, Malaysia dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ tháng 01/1994 đến tháng 07/2015

Tất cả dữ liệu nghiên cứu về tỷ giá, chỉ số giá CPI, lãi suất danh nghĩa trong nước

và lãi suất nước ngoài đối với các nước được nghiên cứu trong bài nghiên cứu này đều được thu thập từ nguồn dữ liệu của Quỹ Tiền Tệ Thế Giới: International Financial Statistics (IFS)

3.3 Phương pháp thực nghiệm

Phương pháp nghiên cứu thực nghiệm của bài nghiên cứu này dựa trên phương pháp thực nghiệm trong bài nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) và đề xuất của Perron (1989) khi có xem xét đến điểm gãy cấu trúc

Đầu tiên, người viết xem xét vấn đề về tính dừng của dữ liệu Các kiểm định nghiệm đơn vị sẽ được thực hiện trên chuỗi dữ liệu gốc và chuỗi sai phân bậc một của tỷ giá thực, lãi suất thực Chúng ta sẽ xem xét các chuỗi này dừng ở chuỗi gốc

(Chuỗi I(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 phân bậc một thì sẽ dừng Điều này thể hiện rằng giữa chuỗi tỷ giá thực và chuỗi lãi suất thực có khả năng tồn tại một mối quan hệ nào đó trong dài hạn Một vấn đề đáng lưu ý trong nghiên cứu này là việc xem xét đến điểm gãy cấu trúc Tương tự nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010), để tránh việc đưa ra kết luận sai lầm về chuỗi dữ liệu có dừng hay không khi xất hiện điểm gãy cấu trúc, người viết sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp của Saikkonen và Lütkepohl (2002) Bước tiếp theo, tiến hành kiểm định đồng liên kết để tìm bằng chứng về khả năng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Nghiên cứu cũng sử dụng phép kiểm định đồng liên kết mới được đề xuất bởi Saikkonen và Lütkepohl (2000) song song với các phép kiểm định truyền thống nhằm tìm ra bằng chứng thuyết phục về mối quan hệ tỷ giá thực – lãi suất thực khi có xem xét đến điểm gãy cấu trúc

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

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

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

- Bước 2: Tiến hành ba phép kiểm định đồng liên kết cho các chuỗi dữ liệu nghiên cứu trong trường hợp Việt Nam – Mỹ Theo phương pháp tiếp cận truyền thống sử dụng kiểm định Johansen Trace Test, theo phương pháp tiếp cận mới, người viết dùng kiểm định S&L không xét đến điểm gãy cấu trúc và kiểm định S&L có xét đến điểm gãy cấu trúc

- Bước 3: Sử dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số cho phương trình ước lượng mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực cho trường hợp Việt Nam – Mỹ Tiến hành một số kiểm định khác để kiểm tra tính ổn định của kết quả hồi quy

- Bước 4: Tiến hành kiểm định tính dừng như ở bước 1 cho trường hợp mở rộng nhiều quốc gia

- Bước 5: 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, người viết có thể đi đến kết luận về việc tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của hai quốc gia Chi tiết về các phép kiểm định được thực hiện ở từng bước được trình bày ngay sau 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 phổ biến nhằm kiểm tra tính dừng của dữ liệu Trong bài nghiên cứu, kiểm định nghiệm đơn vị được tiến hành đối với chuỗi dữ liệu gốc của các biến tỷ giá thực, lãi suất thực trong nước và lãi suất thực nước ngoài Kết quả kiểm định cho biết chuỗi dữ liệu 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 nghiệm đơn vị; chúng ta có thể kết luận chuỗi không dừng Khi đó cần phải tiếp tục tiến hành 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 chuỗi này 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, bài nghiên cứu này sử dụng 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 trình ước lượng (*) của kiểm định DF sẽ tương đương với phương trình sau của kiểm định ADF:

∆ = β1+ β2t + δ + αi ∑ + 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 là chuỗi dừng

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

- Bước 1: Chuyển hàm hồi quy theo phương pháp theo phương pháp GLS (phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát) Kết quả của bước này sẽ làm cho ut

có phương 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 thống này hoàn toàn không đề cập đến điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được kiểm định Hai phép kiểm định này được người viết tiến hành thông qua việc sử

dụng phần mềm Eview 9.0 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 phép kiểm định này sẽ được đề xuất theo tiêu chuẩn AIC (Akaike Information Criterion)

3.3.1.2 Hướng tiếp cận mới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc

Bên cạnh các phép kiểm định truyền thống trình bày phần trên, phép kiểm định nghiệm đơn vị được xây dựng theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl cũng được

áp dụng nhằm xem xét đến sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc trong 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 cơ bản của phép kiểm định S&L đối với chuỗi dữ liệu khi đó có dạng như sau:

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

ft ( ’ dt = {

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 dịch chuyển, trước khi xảy ra điểm gãy cấu trúc dt sẽ được gán cho giá trị = 0, kể từ thời điểm 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 và Lütkepohl được người viết tiến hành bằng việc sử dụng phần mềm JMulti, trong đó tương 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 cấu trúc 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 với những sự kiện thực tế đã xảy ra trong quá khứ Từ đó người viết lựa chọn điểm gãy phù hợp 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 có tính dừng Khi đó người viết tiếp tục các thao tác trên để tiến hành kiểm tra tính dừng cho chuỗi sai phân bậc một

3.3.2 Kiểm định đồng liên kết

Từ kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu tỷ giá thực qt, lãi suất thực trong nước rt và lãi suất thực nước ngoài rt* người viết tiến hành kiểm định tính đồng liên kết của các chuỗi dữ liệu này

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

Khi tiến hành kiểm định đồng liên kết, Bên cạnh hướng tiếp cận truyền thống sử dụng phép kiểm định đồng liên kết Johansen Trace Test, bài nghiên cứu cũng tiếp cận theo hướng mới sử dụng phép kiểm định đồng liên kết được xây dựng bởi Saikkonen và Lütkepohl Trong kiểm định S&L, đầu tiên người viết thực hiện kiểm

định đồng liên kết mà không xem xét đến điểm gãy cấu trúc, sau đó thực hiện lại kiểm định với việc đưa điểm gãy cấu trúc vào mô hình kiểm định

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 dữ liệu 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 đồng liên kết sẽ bị bác bỏ, chấp nhận giả thiết thay thế là có nhiều hơn r vector đồng liên kết 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 người viết sử dụng để thực 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 mới 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 biến giả dịch chuyển (shift dummy) Mô hình ước lượng khi đó có dạng như sau:

Yt = β1Yt-1+ β2Yt-2+ … + βkYt-k+ δdt + utVới dt = {

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

Đối với kiểm định đồng liên kết theo phương pháp xây dựng bởi Saikkonen và Lütkepohl, đầu tiên người viết thực hiện kiểm định mà không đưa xét biến giả là điểm gãy cấu trúc Sau đó thực hiện lại kiểm định với biến giả đại diện cho điểm gãy cấu trúc Từ đó làm rõ vai trò của điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực 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 chuỗi này phải dừng Nếu các chuỗi này không dừng thì kết quả hồi quy sẽ gọi là kết quả hồi quy giả mạo Do đó thông thường trong trường hợp chuỗi chưa dừng thì chuỗi

đó sẽ được lấy sai phân cho đến khi chuỗi thu được là chuỗi dừng Vấn đề đặt ra là khi hồi quy các chuỗi sai phân đó rất có thể sẽ dẫn đến việc bỏ sót những thông 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:

Trong đó ∑ thể hiện điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu

Theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl, nếu các biến trong mô hình ước lượng tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết, khi đó, hồi quy mô hình VECM có thể được tiến hành theo phương pháp hai giai đoạn của S&L Giai đoạn đầu liên quan đến việc đánh giá mối quan hệ dài hạn Nếu chỉ có một quan hệ đồng liên kết được tìm thấy từ kiểm định S&L thì mối quan hệ này cũng sẽ xảy ra trong bối cảnh công thức đơn của mô hình VECM, được đánh giá bởi mô hình OLS, và được tham số lại bằng cách tiêu chuẩn hóa hệ số tỷ giá hối đoái thực Giai đoạn hai liên quan đến việc đánh 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 hệ đồng liên kết cho ra kết quả có một 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 đoạn như phương pháp trình bày phía trên Phương trình dài hạn biểu diễn sự thay đổi trong lãi suất thực giải thích cho sự thay đổi trong tỷ giá thực USD/VND Sau

đó một số phép kiểm định như kiểm định Tau, kiểm định Eigenvalue được tiến hành

nhằm đánh giá tính ổn định của mô hình

CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 4.1 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong trường hợp Việt Nam – Mỹ

4.1.1 Kết quả kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu

Tương tự như nghiên cứu của Joseph P Byrne, Jun Nagayasu (2010), người viết

sử dụng phương pháp truyền thống lẫn phương pháp hiện đại khi kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu về tỷ giá hối đoái thực (qt ), lãi suất thực trong nước (rt) và lãi suất thực ở ngước ngoài (rt*) bao gồm: Kiểm định ADF, kiểm định DF-GLS và

phương pháp kiểm định mới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc của Saikkonen & Lütkepohl (2002) - kiểm định S&L

Giả thiết H0 được đưa ra là tỷ giá thực, lãi suất thực tiền nghiệm và lãi suất thực hậu nghiệm của Việt Nam và Mỹ không có tính dừng

4.1.1.1 Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp truyền thống

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

Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực q t , lãi suất thực Việt Nam r t và lãi suất thực ở Mỹ r t *

được thu thập từ tháng 01/1996 đến tháng 07/2015 Độ trễ thích hợp của mỗi trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn đánh giá AIC với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng cở chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một có tính đến hệ số chăn Các

ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Sử dụng phép kiểm định ADF, có thể nhận thấy rằng giá trị thống kê t của các chuỗi gốc tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Mỹ dù là được tính theo phương pháp tiền nghiệm hay phương pháp hậu đều có trị tuyệt giá trị thống kê t nhỏ hơn giá trị tới hạn với mức ý nghĩa a = 10%, vì vậy không thể bác bỏ giả thiết H0 Khi tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi sai phân bậc 1 của những chuỗi này kết quả cho thấy trị tuyệt đối giá trị thống kê t lớn hơn giá trị tới hạn của mức ý nghĩa a=1% Bác bỏ giả thuyết H0 Hay nói các khác, những chuỗi này không dừng ở chuỗi gốc nhưng dừng ở chuỗi sai phân bậc 1

Đối với chuỗi lãi suất thực Việt Nam, kết quả kiểm định chỉ ra rằng chuỗi này dừng tại chuỗi gốc (chuỗi I(0)) khi tính theo phương pháp tiền nghiệm nhưng dừng tại chuỗi sai phân bậc 1 (chuỗi I(1)) khi tính theo phương pháp hậu nghiệm

Hầu hết các chuỗi dữ liệu đều không dừng ở chuỗi gốc nhưng dừng ở chuối sai phân bậc 1 Điều này mang ý nghĩa về khả năng tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của Việt Nam và Mỹ

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

Độ trễ Độ trễ

q -0.083549 1 -0.637387 11 Lãi suất thực tính theo phương pháp tiền nghiệm (Ex ante)

r * -0.521024 0 -0.801312 11

r -0.912008 1 -1.471727 11

Lãi suất thực tính theo phương pháp hậu nghiệm (Ex post)

r * -0.412279 2 -11.60708*** 1 I(1)

r -0.514380 12 -1.508236 11

Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực q t , lãi suất thực Việt Nam r t và lãi suất thực ở Mỹ r t *

được thu thập từ tháng 01/1996 đến tháng 07/2015 Độ trễ thích hợp của mỗi trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn đánh giá AIC với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng ở chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một có tính đến hệ số chặn Các

ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%

Dựa vào bảng 4.2, kết quả chỉ ra rằng giá trị thống kê t của các chuỗi gốc tỷ giá thực qt, lãi suất thực trong nước rt, lãi suất thực nước ngoài rt * dù là được tính theo phương pháp tiền nghiệm hay phương pháp hậu đều có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn với mức ý nghĩa a = 10% , vì vậy không thể bác bỏ giả thiết H0

Khi tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị tại chuỗi sai phân bậc 1 thì chỉ có chuỗi sai phân bậc 1 của lãi suất thực của Mỹ tính theo phương pháp hậu nghiệm là chuỗi dừng Tuy nhiên chuỗi này lại không dừng khi tính theo phương pháp tiền nghiệm Hai phép kiểm định tiếp cận theo hướng truyền thống đưa ra kết quả không đồng nhất với nhau Kiểm định ADF cho thấy ngoại trừ chuỗi lãi suất thực Việt Nam tính theo phương pháp tiền nghiệm dừng ở chuỗi gốc còn các chuỗi còn lại dừng ở chuỗi sai phân bậc, trong khi kiểm định DF – GLS lại cho thấy chỉ có lãi suất thực của Mỹ tính theo phương pháp hậu nghiệm là chuỗi I(1), các chuỗi còn lại chưa dừng ở sai phân bậc 1 Điều này đặt ra vấn đề cần phải có một phép kiểm định mới phù hợp hơn để có thể khẳng định về tính dừng của chuỗi dữ liệu

4.1.1.2 Kết quả kiểm định tính dừng có xem xét điểm gãy cấu trúc

Ngoài hướng tiếp cận truyền thống sử dụng kiểm định ADF, DF-GLS, người viết còn sử dụng phép kiểm định nghiệm đơn vị theo hướng tiếp cận của Saikkonen và

Lütkepohl (2000) khi xem xét đến điểm gãy cấu trúc trong chuỗi sư liệu nhằm kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu

Theo nghiên cứu của Perron (1989), khi xuất hiện điểm gãy cấu trúc trong chuỗi

dữ liệu, kết quả của các phép kiểm định có thể sẽ mắc phải sai lầm Do đó, tương tự Joseph P Byrne, Jun Nagayasu (2010), trong bài nghiên cứu này người viết sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị có xem xét điểm gãy cấu trúc của Saikkonen và Lütkepohl (2002) Kiểm định này được thực hiện bởi phần mềm JMulti 4.24 Trong đó, ngoài các nhân tố lựa chọn độ trễ, hệ số chặn hay xu hướng…, phần mềm này cũng tiến hành đánh giá và đề xuất các thời điểm có thể xảy ra điểm gãy cấu trúc xuất hiện trong các chuỗi dữ liệu

Bằng việc đưa biến giả đại diện cho các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu vào trong mô hình kiểm định, phép kiểm định nghiệm đơn vị Saikkonen và Lütkepohl được tiến hành và kết quả được trình bày trong bảng 4.3

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S&L Test

cấu trúc

Bậc liên kết

Độ trễ Độ trễ

q 0.3288 0 -2.8817** 0 2011 M2 I(1) Lãi suất thực tính theo phương pháp tiền nghiệm (Ex ante)

r * -1.8161 0 -13.8676*** 0 2008

M12 I(1)

r -2.5146 1 - 4.5754*** 0 2008 M6 I(1) Lãi suất thực tính theo phương pháp hậu nghiệm (Ex post)

r * -1.2918 2 -8.6818*** 1 2009 M1 I(1)

r 1.5258 12 -2.8530** 11 2008 M6 I(1)