Luận văn tiến hành nghiên cứu nhằm 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; giữa các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết hay không.
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 đại lượng có ảnh hưởng rất lớn đến hoạt động của các đối tượng này Lý thuyết tài chính quốc tế chỉ ra rằng lạm phát, lãi suất, thu nhập, kỳ vọng của thị trường vào tỷ giá tương lai là những nhân tố tác động lên tỷ giá hối đoái Trong đó lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) hay hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE) nói rằng tỷ giá giao ngay của một đồng tiền so với một đồng tiền khác sẽ thay đổi theo sai biệt trong lãi suất giữa hai nước Dựa trên lý thuyết tài chính quốc tế này, một số nghiên cứu 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 suất thực giữa hai quốc gia Tuy nhiên những nghiên cứu này lại cho ra những kết quả không giống nhau Vì thế chưa đủ tính thống nhất để kết luận rằng lý thuyết về mối quan 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 hạn giữa 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 cú sốc bất thường trong chuỗi dữ liệu sẽ dẫn đến kết quả thống kê tìm được có thể bị sai lệch Các phép kiểm định nghiệm đơn vị và phép kiểm đồng liên kết truyền thống 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 khoa học máy tính, nhiều mô hình kinh tế lượng mới được đề xuất và xây dựng, cho phép xuất hiện điểm gãy cấu trúc trong mô hình, đã mang lại kết quả kiểm định mạnh hơn và bền vững hơn Điều này góp phần khắc phục điểm yếu của các mô hình trước 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 phát triển Những nghiên cứu thực nghiệm tại những quốc gia đang phát triển như Việt Nam 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 và chênh 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 bằng trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Để làm được điều đó, bài nghiên 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 danh nghĩa 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 suất được lấy theo tháng từ tháng 1/1996 cho đến tháng 5/2014 Cho trường hợp mở rộng 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 tháng 5/2014
Bài nghiên cứu được thực hiện thông qua hai phương pháp tiếp cận được tiến hành đồng thời Một mặt tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu truyền thống gồm các phép kiểm định: kiểm định tính dừng, kiểm định đồng liên kết không xem xét đến điểm gãy cấu trúc Mặt khác tác giả sử dụng hướng tiếp cận mới theo đề xuất bởi Saikkonen và Lütkepohl (2000, 2002) thực hiện lại các kiểm định trên mà có xem xét đến điểm gãy cấu trúc Sau khi thực hiện các kiểm định trên tác giả sử dụng mô hình VECM nhằm hồi quy hệ số phương trình thể hiện mối quan hệ trong dài hạn giữa 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 tổng quan về động cơ thực hiện đề tài, các vấn đề nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu, ý nghĩa và kết cấu của bài nghiên cứu
Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây Phần này trình bày về lý thuyết có liên quan đến mối quan hệ giữa tỷ giá – lãi suất và kết quả của các nghiên cứu trước đây có liên quan đến bài nghiên cứu
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu Mô hình lý thuyết xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực cũng như các phương pháp nghiên cứu được sử dụng trong bài nghiên cứu sẽ được đề cập ở phần này Bên cạnh đó tác giả còn mô tả nguồn dữ liệu được sử dụng trong bài nghiên cứu
Chương 4: Kết quả nghiên cứu Tác giả trình bày kết quả thực nghiệm của kiểm định nghiệm đơn vị (kiểm định tính dừng), kết quả kiểm định đồng liên kết theo cả hai hướng tiếp cận đã được đề cập trong chương 3 Đồng thời, kết quả của việc mở rộng nghiên cứu đối với các quốc gia còn lại cũng được trình bày trong chương này
Chương 5: Kết luận Chương này tổng kết lại kết quả đạt được của bài nghiên cứu, nêu lên các điểm hạn chế đồng thời đề xuất hướng nghiên cứu trong tương lai.
TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC
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
r t : tỷ suất sinh lợi có hiệu lực khi đầu tư ra nước ngoài
e f : 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: r t = (1 + i f )(1 + e f ) – 1 = i h
Lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa phát biểu rằng tỷ giá hối đoái sẽ thay đổi theo chênh lệch lãi suất của hai quốc gia Như vậy, để có được cân bằng lãi suất giữa đầu tư trong nước và đầu tư nước ngoài thì sự thay đổi của ngoại tệ sẽ tương ứng với chênh lệch lãi suất
Nếu lãi suất trong nước i h > lãi suất nước ngoài i f : đồng ngoại tệ sẽ tăng giá để bù đắp cho lãi suất thấp hơn
Nếu lãi suất trong nước ih < lãi suất nước ngoài i f : 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.
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 vai trò quan trọng trong điều hành nền kinh tế vĩ mô nói chung và đối với hoạt động xúc tiến thương mại cách riêng Từ nhiều năm trước, các nhà nghiên cứu đã tỏ ra rất quan 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 không thể tìm ra bằng chứng nào khẳng định về sự tồn tại của mối quan hệ tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Mãi đến những năm sau, với sự xuất hiện của các phương pháp thực nghiệm cải tiến nhằm khắc phục những thiếu sót trong các phương pháp nghiên cứu truyền thống trước đây, thì các nhà nghiên cứu mới quan sát được các bằng chứng cho thấy sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực Trong phần này, tác giả sẽ giới thiệu sơ lược qua các bài nghiên cứu của những học giả trước đây nhằm đưa ra cái nhìn chung nhất về quá trình 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 thành hai 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 suất thực và nhóm thứ hai: nhóm các nghiên cứu tìm thấy bằng chứng khẳng định về mối quan 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 tìm hiểu xem bao nhiêu phần trăm sự thay đổi trong tỷ giá là do sự chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia, bao nhiêu phần trăm thay đổi trong tỷ giá thực là do sự dịch chuyển của tỷ giá thực cân bằng dài hạn Để làm được điều đó cần phải sử dụng các biến chênh lệch lãi suất thực tiên nghiệm, 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 hối đoái thực trong dài hạn có bước đi ngẫu nhiên, hai ông đã ước lượng mô hình gồm các 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 trước đó
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 kì vọng của tỷ giá thực dài hạn kì vọng Chênh lệch lãi suất thực tiên nghiệm chỉ giải thích được một phần nhỏ và không đủ mạnh để khẳng định sự tác động của nó lên tỷ giá 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 đoái thực và lãi suất thực kể từ sau khi Mỹ chấp nhận chế độ tỷ giá thả nổi (tháng 3/1973) Trong mô hình của mình, Messe và Rogoff chỉ tập trung vào hai biến là tỷ giá 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 từ tháng 4/1976 cho đến tháng 3/1986 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 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 đưa vào 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 và chênh lệch 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 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 đề xuất của Messe và Rogoff, hai học giả Edison và Pauls đưa thêm biến lạm phát kì vọng vào trong mô hình bên cạnh tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Tác giả bài nghiên 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 suất thực 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 - Dollar Canada và cuối cùng là Dollar Mỹ - đồng tiền đại diện các nước G10 Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị, hai ông nhận thấy các chuỗi tỷ giá thực và chênh lệch 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 Sử dụng một mô hình khác trong đó có thêm các biến khác ví dụ như biến cán cân tài khoản vãng lai là một biến có thể tác động đến tỷ giá thực dài hạn kì vọng, Edison & Pauls cũng không tìm thấy được bằng chứng về sự đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái và chênh lệch lãi suất thực… Tuy nhiên hai ông vẫn khẳng định rằng có tồn tại một mối quan hệ trong dài hạn giữa hai biến này mặc dù nó không được làm rõ ra trong bài nghiên cứu
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 mối quan 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 dụng lại 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 thể dẫn đến các sai lệch của kết quả tìm được Ông cho rằng độ mạnh của kiểm định sẽ được 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 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 H 0, 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) 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
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 Tuy nhiên, sau rất nhiều nghiên cứu được tiến hành, người ta vẫn tìm thấy rất ít các bằng chứng 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 xuất của Perron (1989), nhiều nghiên cứu về sau rất quan tâm đến điểm gãy cấu trúc hoặc 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
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mô hình lý thuyết
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 (q t ) được biểu diễn như sau: qt = St – Pt + Pt
Rút S t ta có: St = qt – Pt + Pt *
S t : 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)
P t :logarit tự nhiên của chỉ số giá trong nước
P t* : 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
i t là lãi suất danh nghĩa trong nước
i t * là lãi suất danh nghĩa nước ngoài
E t (S t+1) là kì vọng của tỷ giá hối đoái ở thời điểm t+1
u t là đại lượng thể hiện cho phần bù rủi ro
Do đó, thế phương trình (1) vào phương trình (2) ta có:
Thêm vào đó ta giả định rằng kì vọng thay đổi trong lạm phát như sau:
Bên cạnh đó, lãi suất thực tiên nghiệm (Ex-ante) trong một thời kì bằng với lãi suất danh nghĩa trừ cho tỷ lệ lạm phát tiên nghiệm (Ex-ante): rt = it - Et pt+1 (6) rt
Thế các phương trình (4), (5), (6) và (7) vào phương trình (3), chúng ta đạt được biểu thức sau :
Phương trình trên tương đương với phương trình sau:
Thế phương trình (1) vào phương trình (9) ta có
Một trong những khó khăn ở phương trình số (11) là giá trị kì vọng E t q t+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: q t = α r t + α*r t * +constant + u t (12)
Trong đó: rt : Lãi suất thực trong nước r t * : 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 u t , 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 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.
Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Bài nghiên cứu tập trung tìm hiểu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia Trước hết là giữa Việt Nam và Mỹ, sau đó mở rộng ra các quốc gia Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine và Thái Lan 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 q t
Công thức tính toán tỷ giá hối đoái thực như sau: q t = S t – P t + P t * trong đó:
q t : Tỷ giá hối đoái thực được biểu diễn dưới dạng logarit cơ số tự nhiên
S t : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa cuối kỳ biểu diễn dưới dạng logarit cơ số tự nhiên 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)
P t và P t * : 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 được biểu 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 được thu 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 hợp các quốc gia còn lại gồm Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine và Thái Lan, dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014
Trong bài nghiên cứu này có 2 hướng tiếp cận đối với công thức tính toán lãi suất thực
3.2.2.1 Lãi suất thực tiên nghiệm (Ex ante)
Như có đề cập ở phương trình thứ (6) và thứ (7), lãi suất thực tiên nghiệm (Ex ante) được xác định như sau: r t = i t - E t p t+1 (6) r t * = i t * - E t p t+1 * (7)
r t và r t * lần lượt là lãi suất thực trong nước và lãi suất thực nước ngoài
i t và i t * lần lượt là lãi suất danh nghĩa trong nước và lãi suất danh nghĩa nước ngoài
p t vàp t * 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
3.2.2.2 Lãi suất thực hậu nghiệm (Ex post)
Lãi suất thực hậu nghiệm trong nước r t và r t * lần lượt được xác định theo công thức sau: r t = i t - E t p t r t * = i t * - E t p t *
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 liên ngân hàng để thay thế (như trường hợp của Việt Nam)
Trong trường hợp của Việt Nam thời gian thu thập dữ liệu về chỉ số CPI và lãi suất danh nghĩa là từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Trong trường hợp các quốc gia còn lại 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 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).
Phương pháp ước lượng
Phương pháp ước lượng của bài nghiên cứu này dựa trên phương pháp thực 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, tác giả 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 hàm ý 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 Theo Perron
(1989) thì sự có mặt điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu có thể dẫn tới kết luận sai lầm về việc liệu chuỗi đó có nghiệm đơn vị hay không Vì thế kiểm định nghiệm đơn vị nên phải có sự xem xét đến yếu tố điểm gãy cấu trúc nhằm đưa ra kết quả kiểm định phù hợp nhất Tương tự nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010), tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp của Saikkonen và Lütkepohl (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 mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Tác giả cũng sử dụng phép kiểm định đồng liên kết mới 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 – chênh lệch 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 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 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: Tác giả 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: Tác giả tiến hành ba phép kiểm định đồng liên kết cho các chuỗi dữ liệu nghiên cứu trong trường hợp Việt Nam – Mỹ Hướng tiếp cận truyền thống tác giả sử dụng kiểm định Johansen Trace Test Theo phương pháp tiếp cận mới, tác giả 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: Tác giả 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 chênh lệch lãi suất thực 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 tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa 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
H 0 : 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 H 0 : 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 tác giả sử dụng 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 ∆ = β 1 + β 2 t + δ + (*)
Trong phương pháp kiểm định DF, số hạng sai số u t buộc phải là biến nhiễu trắng (white noise) Khi số hạng sai số u t 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:
Cặp giả thiết kiểm định sẽ là:
H 0 : δ = 1, phương trình có nghiệm đơn vị hay kết luận Y t là không dừng
H 1 : δ < 1, phương trình không có nghiệm đơn vị, hay kết luận chuỗi Y t 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 u t 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 u t * 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 tác giả tiến hành thông qua việc sử dụng phần mềm 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 phép kiểm 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
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
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 tính dừng chuỗi dữ liệu của các biến tỷ giá thực q t , lãi suất thực trong nước r t và lãi suất thực ở ngước ngoài r t * , 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
& Stock, 1996) và cuối cùng là tiếp cận theo phương pháp mới, có xem xét đến điểm gãy cấu trúc bằng kiểm định Saikkonen & Lütkepohl (2002), ở đây ký hiệu là kiểm 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 lượt trong các bảng 4.1 và bảng 4.2:
Bảng 4.1: Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF
ADF Test Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1
Chuỗi lãi suất thực dựa trên lạm phát tiền nghiệm (Ex ante)
Chuỗi lãi suất thực dựa trên lạm phát hậu nghiệm (Ex post)
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 1/1996 đến tháng 05/2014 Giá trị thống kê t được tính toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Độ trễ thích hợp của mỗi trường hợp được ghi nhận trong dấu ( ) và 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%
Tiếp cận theo phương pháp truyền thống, sử dụng phép kiểm định ADF, có thể nhận thấy 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 q t , lãi suất thực trong nước r t và lãi suất thực ở ngước ngoài r t * dù là được đo lường dựa trên lạm phát 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 biến này, 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 Mỹ tất cả đều cho kết quả là không dừng ở chuỗi gốc Các 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
Tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi sai phân, chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực tiên nghiệm Việt Nam và lãi suất thực hậu nghiệm Việt Nam đều cho kết quả không dừng Giá trị thống kê t đều lớn hơn giá trị tới hạn ở mức 10% Kết quả này cho thấy không thể bác bỏ giả thiết H 0
Bảng 4.2: Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF – GLS
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 q -0.252064 (1) -0.760837 (11)
Chuỗi lãi suất thực dựa trên lạm phát tiền nghiệm (Ex ante) r -0.606219 (12) -1.454417 (11) r* -0.422888 (0) -0.822957 (11)
Chuỗi lãi suất thực dựa trên lạm phát hậu nghiệm (Ex post) r -0.429753 (12) -0.604073 (11) r* -0.401832 (0) -11.18368*** (1)
Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực ở Mỹ được thu thập từ tháng 1/1996 đến tháng 05/2014 Giá trị thống kê t được tính toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Độ trễ thích hợp của mỗi trường hợp được ghi nhận trong dấu ( ) xác định theo tiêu chuẩn AIC hiệu chỉnh và 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% 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 kết quả không đồng nhất với nhau Kiểm định ADF cho thấy các chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực ở Mỹ đều dừng khi lấy sai phân bậc 1(chuỗi I(1)), nhưng kiểm định DF – GLS lại cho thấy các chuỗi này không phải 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
Song song với hướng tiếp cận truyền thống sử dụng kiểm định ADF, DF-GLS, phép kiểm định nghiệm đơn vị thứ ba theo hướng tiếp cận của Saikkonen và Lütkepohl
(2000) có xem xét đến vấn đề điểm gãy cấu trúc cũng được áp dụng nhằm kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
Như đã đề cập ở những phần trước, khi điểm gãy cấu trúc xuất hiện trong chuỗi dữ liệu, kết quả của các phép kiểm định có thể sẽ mắc phải sai lầm (Perron (1989)) Do đó, tương tự như Joseph P Byrne, Jun Nagayasu (2010) tác giả sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị 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
S&L Test Điểm gãy cấu trúc Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 q 0.6279 (1) - 3.0492 ** (0) 2011 M2
Lãi suất thực tiên nghiệm r -1.7353 (12) -3.2186 ** (12) 2008 M6 r* -1.7232 (0) -13.6085 *** (0) 2008 M12
S&L Test Điểm gãy cấu trúc Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 q 0.6279 (1) - 3.0492 ** (0) 2011 M2
Lãi suất thực hậu nghiệm r -1.5294 (12) -2.7079 * (11) 2008 M6 r* -1.5822 (0) -9.5748 *** (1) 2009 M1 Độ trễ của mỗi trường hợp được ghi nhận trong dấu ( ) và được xác định bởi tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ 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% Các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được đề xuất bởi phần mềm JMulti 4.24 Giá trị tới hạn tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% lần lượt là -3.48; -2.88 và -2.58
Kết quả kiểm định S & L cho thấy chuỗi dữ liệu tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực của Việt Nam và lãi suất thực của Mỹ (Dù là lãi suất thực tiền nghiệm hay hậu nghiệm) không dừng ở chuỗi gốc Các giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối bé hơn trị tuyệt đối của giá trị tới hạn đề xuất bởi Lanne et al (2002)với mức ý nghĩa là | | | | nên không thể bác bỏ giả thiết H 0 Kết luận chuỗi không dừng
Mở rộng nghiên cứu với bằng chứng đa quốc gia
Nhằm khẳng định kết quả tìm được, bên cạnh bằng chứng về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ, tác giả tiếp tục mở rộng và lặp lại quy trình kiểm định đối với một số quốc gia khác ở Châu Á trong mối quan hệ với Mỹ Các quốc gia đó bao gồm: Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine và Thái Lan Dữ liệu nghiên cứu trong trường hợp mở rộng là dữ liệu hậu nghiệm (ex post) Các bước kiểm định bao gồm kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết được tác giả thực hiện theo hai hướng tiếp cận: Phương pháp truyền thống và phương pháp theo S & L có xem xét đến điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu
4.2.1 Kiểm định nghiệm đơn vị
Theo hướng kiểm định truyền thống, tác giả thực hiện kiểm định ADF và kiểm định
DF – GLS để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
Kết quả kiểm định ADF cho thấy hầu hết các chuỗi đều không dừng ở chuỗi gốc, ngoại trừ trường hợp chuỗi lãi suất thực Nhật Bản Với những chuỗi không dừng đó, tác giả tiếp tục thực hiện kiểm định cho chuỗi sai phân bậc 1 và cho thấy những chuỗi sai phân bậc 1 này có tính dừng ngoại trừ trường hợp chuỗi tỷ giá đồng tiền Hồng Kông vẫn chưa dừng ở bậc 1 Nhìn chung, kết quả này cho thấy đại đa số các chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng ở bậc 1 (Chuỗi I(1)), hàm ý rằng có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá – chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF trong trường hợp mở rộng được trình bày trong bảng 4.8
Bảng 4.8 Kết quả kiểm định ADF cho nhiều quốc gia
Quốc gia Biến ADF Test
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1
Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực q t , lãi suất thực trong nước r t và lãi suất thực ở Mỹ r t * được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 05/2014 Giá trị thống kê t được tính toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Độ trễ thích hợp của mỗi trường hợp được ghi nhận trong dấu ( ) và 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% Đối với trường hợp Nhật Bản – Mỹ, chúng ta có chuỗi tỷ giá USD/JPY và chuỗi lãi suất thực ở Mỹ không dừng ở chuỗi gốc, chuỗi lãi suất thực Nhật Bản dừng ở chuỗi gốc (Chuỗi I(0)) Như vậy một trong ba chuỗi không phải là chuỗi I(1), theo lập luận của Byrne và Nagayasu (2010), tác giả cho rằng giữa những chuỗi này vẫn tồn tại mối quan hệ trong dài hạn Điều này sẽ được kiểm chứng lại bằng kiểm định đồng liên kết được trình bày ở phần kế tiếp
4.2.1.2 Kiểm định DF – GLS Đồng thời với việc kiểm định nghiệm đơn vị ADF, tác giả còn tiến hành phép kiểm định nghiệm đơn vị DF – GLS Kết quả phép kiểm định này được trình bày trong bảng 4.9 Kết quả chỉ ra rằng hầu hết các chuỗi được kiểm định đều không dừng ở bậc (0)
Trong phép kiểm định ADF, chuỗi lãi suất thực Mỹ cho thấy là có tính dừng ở bậc
1 Tuy nhiên, , kiểm định chuỗi lãi suất thực ở Mỹ bằng kiểm định DF – GLS lại cho kết quả có tính dừng ngay chuỗi gốc (chuỗi I(0)) ở mức ý nghĩa 10% Trong trường hợp chuỗi lãi suất Thái Lan, kết quả kiểm định cho thấy rằng chuỗi gốc của biến này cũng là chuỗi I(0) ở mức ý nghĩa 5%
Hầu hết các chuỗi đều không dừng, ngoại trừ trường hợp lãi suất thực ở Mỹ và lãi suất thực ở Thái Lan Nhưng sau khi lấy bậc sai phân bậc nhất, kết quả kiểm định
DF – GLS cũng chỉ mới giúp kết luận được tính dừng ở bậc 1 đối với 7/13 chuỗi dữ liệu được kiểm định với mức ý nghĩa 1%
Rõ ràng kết quả kiểm định DF – GLS dường như chưa đủ cơ sở để khẳng định về tính dừng của các chuỗi dữ liệu trong trường hợp mở rộng nghiên cứu cho nhiều quốc gia
Bảng 4.9 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF – GLS cho nhiều quốc gia
Quốc gia Biến DF – GLS
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1
Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực q t , lãi suất thực trong nước r t và lãi suất thực ở Mỹ r t * được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 05/2014 Giá trị thống kê t được tính toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Độ trễ thích hợp của mỗi trường hợp được ghi nhận trong dấu ( ) xác định theo tiêu chuẩn AIC hiệu chỉnh và 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%
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L cho nhiều quốc gia
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 Shift date
Ghi chú: Độ trễ của mỗi trường hợp được ghi nhận trong dấu ( ) và được xác định bởi tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ 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% Các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được đề xuất bởi phần mềm JMulti 4.24 Giá trị tới hạn tương ứng với các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% lần lượt là -3.48; -2.88 và -2.58
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L chỉ ra rằng hầu hết các chuỗi đều không dừng ở bậc gốc, kết quả này ủng hộ cho việc có thể tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các chuỗi này Đối với trường hợp Nhật Bản, một lần nữa cho kết quả kiểm định lại chỉ ra rằng chuỗi lãi suất thực dừng ngay bậc gốc Kết quả kiểm định cho chuỗi này này tương đồng với kết quả kiểm định bằng phép kiểm định ADF Tác giả một lần nữa cho rằng giữa những chuỗi dữ liệu tỷ giá thực USD/JPY và chênh lệch lãi suất thực Nhật Bản – Mỹ vẫn tồn tại mối quan hệ trong dài hạn tương tự như lập luận của hai tác giả Byrne và Nagayasu (2010) Điều này sẽ được kiểm chứng lại bằng kiểm định đồng liên kết được trình bày ở phần kế tiếp
Về vấn đề điểm gãy cấu trúc sử dụng trong kiểm định cho chuỗi dữ liệu ở các nước thì kiểm định nghiệm đơn vị S&L được hỗ trợ tiến hành bởi phần mềm JMulti, trong đó các thời điểm xảy ra điểm gãy cấu trúc cũng được phần mềm dò tìm trong chuỗi dữ liệu và đề xuất Nhìn chung, chúng ta có thể nhận thấy phần lớn điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu của các quốc gia nghiên cứu do phần mềm đề xuất đều tập trung trong giai đoạn 1997 – 1998 Có thể nhận thấy khoảng thời gian này cả thế giới nói chung và khu vực Châu Á nói riêng đang đối mặt với cuộc khủng hoảng tài chính xuất phát từ Thái Lan vào năm 1997 Cuộc khủng hoảng này đầu tiên xuất phát từ Thái Lan và sau đó nhanh chóng lan ra các quốc gia trong khu vực Như thế các điểm gãy được phần mềm đề xuất cho các chuỗi dữ liệu là phù hợp Riêng chuỗi tỷ giá của Hongkong USD/HKD, phần mềm đề xuất điểm gãy cấu trúc là 2008M11 Thời điểm này cũng xem là phù hợp khi trùng khớp với thời điểm cuộc khủng hoảng tài chính thế giới xuất phát từ Mỹ diễn ra
4.2.2 Kiểm định đồng liên kết
Tác giả tiến hành kiểm định đồng liên kết cho các cặp (q, r, r*) lần lượt giữa các quốc gia Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine, Thái Lan với Mỹ
4.2.2.1 Kiểm định đồng liên kết Johansen
Bảng 4 11: Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen cho nhiều quốc gia
Ghi chú: Dữ liệu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 05/2014 Các giá trị p_value được ghi nhận trong dấu [ ] Độ trễ được xác định bởi tiêu chuẩn lựa chọn mô hình AIC với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định đồng liên kết Johansen trace test có tính đến hệ số chặn trong vector đồng liên kết Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%
Kết quả kiểm định đồng liên kết cho thấy, ngoại trừ trường hợp Thái Lan, còn lại 5 quốc gia đối với Mỹ, đều tồn tại 1 mối quan hệ động liên kết giữa các biến (q, r, r*)
Cụ thể, các giá trị thống kê t trong trường hợp kiểm định giả thiết H0 r= 0 đều lớn hơn giá trị tới hạn, giả thiết H 0 r= 0 bị bác bỏ Trường hợp giả thiết H 0 r= 1 thì lại không thể bác bỏ do P_value đều lớn hơn 0.05 Như thế chứng minh giữa các chuỗi tồn tại 1 mối quan hệ đồng liên kết Đáng chú ý là như đã đề cập ở phần kiểm định tính dừng, dù ở trường hợp Nhật Bản chuỗi lãi suất thực dừng ngay bậc gốc (chuỗi I(0)) vẫn có thể tồn tại mối quan hệ trong dài hạn với 2 chuỗi còn lại (chuỗi I(1)) Kết quả tìm được trong phần kiểm định Johansen này cho thấy tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa chuỗi tỷ giá thực USD/JPY, lãi suất thực Nhật Bản và lãi suất thực Mỹ Kết quả này đã giúp khẳng định được lập luận trên là đúng
Riêng trường hợp của Thái Lan, kết quả kiểm định Johansen chỉ ra rằng không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi (q, r, r*) Kết quả này tương đồng với kết quả kiểm định ở Việt Nam – Mỹ Tác giả tiếp tục tiến hành kiểm định trường hợp Thái Lan bằng việc xem xét đến điểm gãy cấu trúc với phép kiểm định đề xuất bởi S & L
Bảng 4.12 Kết quả kiểm định S & L có xét đến điểm gãy cấu trúc cho trường hợp của Thái Lan
Tổng kết chương 4
Trong phần này, đầu tiên tác giả nghiên cứu mối quan hệ tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực đối với trường hợp giữa Việt Nam – Mỹ Kết quả kiểm định chỉ ra rằng khi chưa xem xét điểm gãy cấu trúc trong việc kiểm định, dường như không tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/VND với chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam – Mỹ Khi tiến hành kiểm định với điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu, mối quan hệ trong dài hạn giữa các các chuỗi này đã được khẳng định Mô hình VECM cũng đã được tác giả sử dụng để hồi quy ước lượng phương trình cân bằng trong dài hạn thể hiện mối quan hệ này
Mở rộng kiểm định cho nhiều quốc gia, kết quả kiểm định đồng liên kết đã cho thấy rằng tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực ngay cả khi chưa xem xét đến điểm gãy cấu trúc Điều này góp phần khẳng định lý thuyết UIP và IFE trong dài hạn Riêng đối với trường hợp Thái Lan, khi đưa điểm gãy cấu trúc vào kiểm định thì mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực cũng đã xuất hiện Kết quả này tương đồng với kết quả kiểm định đối với trường hợp Việt Nam – Mỹ
Như vậy, qua việc tiến hành kiểm định tính dừng và kiểm định đồng liên kết: tác giả đi đến kết luận rằng tồn tại một mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực ngay cả khi chưa xét đến điểm gãy cấu trúc Điểm gãy cấu trúc có vai trò quan trọng trong việc làm rõ mối quan hệ đó trong trường hợp kiểm định theo hướng truyến thống không nêu ra được mối quan hệ đồng liên kết ở trường hợp Việt Nam và Thái Lan.