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, tỷ giá hối đoái đang thu hút sự chú ý của chính phủ, tổ chức tài chính, chuyên gia kinh tế, công ty và cá nhân, vì nó ảnh hưởng lớn đến hoạt động của họ Lý thuyết tài chính quốc tế chỉ ra rằng lạm phát, lãi suất, thu nhập và kỳ vọng của thị trường về tỷ giá tương lai là những yếu tố quyết định tỷ giá hối đoái Theo lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) và hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE), tỷ giá giao ngay giữa hai đồng tiền sẽ thay đổi theo chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia Một số nghiên cứu như của Campbell và Clarida (1987), Meese và Rogoff (1988), và Edison và Pauls (1993) đã tìm kiếm mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, nhưng kết quả không nhất quán, cho thấy lý thuyết này chưa đủ chính xác trong thực tiễn.
Một khía cạnh quan trọng trong nghiên cứu các mối quan hệ dài hạn giữa các biến số tài chính quốc tế là phương pháp kinh tế lượng, theo Perron.
Nghiên cứu năm 1989 cho thấy việc chọn mô hình không phù hợp và sự xuất hiện của cú sốc bất thường trong chuỗi dữ liệu có thể dẫn đến kết quả thống kê sai lệch Các phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm đồng liên kết truyền thống có thể không chính xác khi chuỗi dữ liệu thời gian có điểm gãy cấu trúc Với sự phát triển của Toán kinh tế và khoa học máy tính, nhiều mô hình kinh tế lượng mới đã được đề xuất, cho phép tích hợp điểm gãy cấu trúc, mang lại kết quả kiểm định mạnh mẽ và bền vững hơn Điều này giúp khắc phục những điểm yếu của các mô hình trước, nâng cao độ tin cậy và ý nghĩa thống kê của kết quả.
Các nghiên cứu trước đây chủ yếu được thực hiện ở các quốc gia phát triển, trong khi số lượng nghiên cứu thực nghiệm tại các quốc gia đang phát triển như Việt Nam còn hạn chế Điều này đã thúc đẩy tác giả áp dụng phương pháp kiểm định mới để tìm hiểu mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ, sau đó mở rộng ra một số quốc gia khác để củng cố kết quả.
Mục tiêu nghiên cứu của bài viết là kiểm định mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Để đạt được mục tiêu này, nghiên cứu cần giải quyết các vấn đề liên quan đến mối tương quan giữa hai yếu tố kinh tế này.
Đầu tiên, cần xem xét tính dừng của các chuỗi dữ liệu trong nghiên cứu, bao gồm 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 nghiên cứu bao gồm tỷ giá hối đoái, chỉ số giá CPI và lãi suất danh nghĩa, được thu thập từ cơ sở dữ liệu của Quỹ Tiền Tệ Thế Giới (IMF) Đối với Việt Nam, các chuỗi dữ liệu tỷ giá USD/VND, chỉ số CPI và lãi suất được ghi nhận hàng tháng từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Đối với các quốc gia khác như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine và Thái Lan, dữ liệu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014.
Nghiên cứu này áp dụng hai phương pháp tiếp cận song song: phương pháp truyền thống với các kiểm định tính dừng và đồng liên kết mà không xem xét điểm gãy cấu trúc, và phương pháp mới theo Saikkonen và Lütkepohl (2000, 2002) với các kiểm định có tính đến điểm gãy cấu trúc Sau khi thực hiện các kiểm định, tác giả áp dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số phương trình, nhằm phân tích mối quan hệ dài hạn giữa các biến số trong mô hình liên quan đến Việt Nam và Mỹ.
Kết cấu của bài nghiên cứu gồm các phần như sau:
Chương 1 của bài nghiên cứu trình bày tổng quan về động cơ thực hiện đề tài, các vấn đề nghiên cứu chính, phương pháp nghiên cứu được áp dụng, ý nghĩa của nghiên cứu và cấu trúc bài viết.
Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây sẽ cung cấp cái nhìn tổng quát về lý thuyết liên quan đến mối quan hệ giữa tỷ giá và lãi suất Phần này cũng sẽ tóm tắt các kết quả của những nghiên cứu trước đây có liên quan đến đề tài nghiên cứu của chúng tôi.
Chương 3 của bài nghiên cứu tập trung vào phương pháp nghiên cứu, trong đó trình bày mô hình lý thuyết xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực Ngoài ra, phần này cũng sẽ đề cập đến các phương pháp nghiên cứu được áp dụng và mô tả nguồn dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu.
Chương 4 trình bày kết quả nghiên cứu, bao gồm kết quả thực nghiệm của kiểm định nghiệm đơn vị nhằm xác định tính dừng và kiểm định đồng liên kết theo hai hướng tiếp cận đã nêu trong chương 3 Ngoài ra, chương này cũng trình bày kết quả mở rộng nghiên cứu đối với các quốc gia còn lại.
Chương 5: Kết luận tổng hợp kết quả nghiên cứu, chỉ ra những hạn chế hiện tại và đề xuất các hướng nghiên cứu tiềm năng cho 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 nghiên cứu này dựa trên lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất không phòng ngừa (UIP), còn được gọi là hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE).
Ngang giá lãi suất không phòng ngừa là yếu tố then chốt trong phân tích kinh tế vĩ mô của nền kinh tế mở, giúp lý giải sự biến động của tỷ giá hối đoái thông qua chênh lệch lãi suất giữa các 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 cho rằng tỷ giá hối đoái sẽ thay đổi theo chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia Để đạt được sự cân bằng lãi suất giữa đầu tư trong nước và đầu tư nước ngoài, sự biến động của ngoại tệ cần phản ánh đúng chênh lệch lãi suất này.
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
Hiệu ứng Fisher chỉ ra rằng lãi suất danh nghĩa của một quốc gia bằng tỷ suất thực cộng với tỷ lệ lạm phát kỳ vọng Phương trình này thể hiện mối quan hệ giữa các yếu tố lãi suất và lạm phát trong nền kinh tế.
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
Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực đóng vai trò quan trọng trong quản lý kinh tế vĩ mô và xúc tiến thương mại Trước những năm 1990, do phương pháp nghiên cứu chưa phát triển, nhiều nhà nghiên cứu không thể tìm ra bằng chứng xác thực về mối quan hệ này Tuy nhiên, với sự ra đời của các phương pháp thực nghiệm cải tiến sau đó, các nhà nghiên cứu đã phát hiện 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 Các nghiên cứu trước đây có thể được phân thành hai nhóm: một nhóm chưa tìm thấy bằng chứng xác thực và nhóm còn lại đã khẳng định 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 nghiên cứu "The dollar and real interest rates", nhằm tìm hiểu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực của USD và lãi suất thực từ năm 1979 Họ phân tích tỷ lệ phần trăm thay đổi trong tỷ giá do chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia và sự dịch chuyển của tỷ giá thực cân bằng dài hạn Để thực hiện điều này, họ sử dụng các biến chênh lệch lãi suất thực tiên nghiệm, kỳ vọng tỷ giá thực dài hạn và sai số dự báo lạm phát kỳ vọng, mặc dù đây là những biến không quan sát được Với giả định rằng tỷ giá hối đoái thực dài hạn có bước đi ngẫu nhiên, họ đã ước lượng mô hình dựa trên các biến tỷ giá thực hậu nghiệm và chênh lệch lãi suất thực hậu nghiệm ngắn hạn, cho thấy sự kết hợp tuyến tính của các biến không quan sát.
Tiến hành ước lượng mô hình, các ông tìm được những kết quả đó là: Kể từ năm
Vào năm 1980, sự biến động của tỷ giá thực của đồng USD chủ yếu bị ảnh hưởng bởi những thay đổi không lường trước trong tỷ giá thực dài hạn Chênh lệch lãi suất thực nghiệm chỉ giải thích một phần nhỏ và không đủ mạnh để khẳng định tác động của nó lên tỷ giá thực của đồng USD Kết quả nghiên cứu của Campell và Clarida cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực vẫn còn khá mơ hồ.
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
Năm 1988, Messe và Rogoff nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực kể từ khi Mỹ áp dụng chế độ tỷ giá thả nổi vào tháng 3/1973 Trong mô hình của họ, hai tác giả chỉ tập trung vào tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực mà không xem xét các biến kinh tế khác Họ đã phân tích chuỗi dữ liệu cho ba cặp tiền tệ, bao gồm Dollar Mỹ và Mark Đức.
Nghiên cứu của Messe và Rogoff về tỷ giá giữa đô la Mỹ và bảng Anh, sử dụng dữ liệu hàng tháng từ tháng 4/1976 đến tháng 3/1986, đã tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị, hồi quy phương trình GMM và kiểm định tính đồng liên kết Kết quả cho thấy mối quan hệ giữa hai loại tiền tệ này có những đặc điểm quan trọng cần lưu ý.
Mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực đã được xác định, nhưng kết quả không có ý nghĩa thống kê Để làm rõ hơn mối quan hệ này, cần xem xét thêm các biến khác.
Kiểm định nghiệm đơn vị vào thứ hai cho thấy cả chuỗi dữ liệu tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực đều có nghiệm đơn vị, nhưng không tìm thấy bằng chứng về tính đồng liên kết giữa hai chuỗi dữ liệu này.
Nghiên cứu của Messe và Rogoff chưa cung cấp bằng chứng rõ ràng về mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực.
2.2.1.3 Nghiên cứu của Edison & Pauls (1993)
In 1993, the research paper "A Re-assessment of the Relationship Between Real Exchange Rates and Real Interest Rates: 1974-1990" by Edison and Pauls was published in the Journal of Monetary Economics Building on the ideas proposed by Messe and Rogoff, the authors incorporated expected inflation into their model, alongside real exchange rates and real interest rate differentials The study utilized cointegration testing and an error correction model to analyze the relationships.
Nghiên cứu ECM đã kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực từ năm 1974 đến 1990 Edison & Pauls đã phân tích các cặp tỷ giá giữa Dollar Mỹ và các đồng tiền chủ chốt như Mark Đức, Yên Nhật, Bảng Anh, Dollar Canada và các đồng tiền G10 Qua kiểm định nghiệm đơn vị, họ phát hiện rằng cả chuỗi tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực đều không dừng Tuy nhiên, không có bằng chứng về mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến này Khi sử dụng mô hình bổ sung các biến khác, như cán cân tài khoản vãng lai, họ vẫn không tìm thấy sự đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái và chênh lệch lãi suất thực Dù vậy, họ khẳng định rằng tồn tại một mối quan hệ dài hạn giữa hai biến này, mặc dù chưa được làm rõ trong nghiên cứu.
Bài nghiên cứu "The Great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis" của Perron (1989) không tập trung vào tỷ giá hối đoái hay lãi suất thực, nhưng lại có ảnh hưởng lớn đến kinh tế lượng ứng dụng Perron chỉ ra rằng độ mạnh của kiểm định có thể bị ảnh hưởng bởi các vấn đề trong chuỗi dữ liệu theo thời gian, và việc kéo dài chuỗi dữ liệu có thể dẫn đến việc bao gồm các điểm gãy cấu trúc Sự xuất hiện của các điểm gãy này có thể gây ra sai sót trong kiểm định đồng liên kết, dẫn đến việc chấp nhận giả thiết H0 không đúng Do đó, Perron khuyến nghị rằng khi thực hiện các phép kiểm định, cần kéo dài thời gian mẫu và xem xét các điểm gãy cấu trúc, hoặc áp dụng các mô hình phi tuyến để đạt được kết quả chính xác hơn.
Các nghiên cứu gần đây của các học giả đã tìm kiếm bằng chứng về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Tuy nhiên, sau nhiều nghiên cứu, rất ít bằng chứng mạnh mẽ được tìm thấy 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
Năm 1987, Messe và Rogoff, cùng với Edison và Pauls vào năm 1993, đã dựa trên đề xuất của Perron năm 1989, dẫn đến nhiều nghiên cứu sau này tập trung vào việc xác định điểm gãy cấu trúc hoặc tiếp cận theo những hướng khác mà sẽ được thảo luận trong phần tiếp theo.
2.2.2.1 Nghiên cứu của Edison, H J và W.R Melick (1999)
The research paper titled "Alternative Approaches to Real Exchange Rates and Real Interest Rates: Three Up and Three Down" by Edison, H J and W.R Melick was published in the International Journal of Finance and Economics in 1999 In this study, the authors explore the relationship between real exchange rates and real interest rates through three distinct approaches.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mô hình lý thuyết
Dựa trên mô hình nghiên cứu của Edison và Pauls (1993) cùng với Joseph P Byrne và Jun Nagayasu (2010), phương trình xác định tỷ giá hối đoái thực (qt) được diễn đạt bằng công thức: 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) khẳng định rằng trong thị trường vốn tự do, kỳ vọng về sự thay đổi tỷ giá hối đoái danh nghĩa tương đương với chênh lệch lãi suất danh nghĩa Khi nhà đầu tư lo ngại về rủi ro, chẳng hạn như rủi ro tỷ giá, lý thuyết UIP được mở rộng để 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:
Lãi suất thực tiên nghiệm (Ex-ante) trong một thời kỳ được tính bằng lãi suất danh nghĩa trừ đi tỷ lệ lạm phát tiên nghiệm, được biểu diễn qua công thức: rt = it - Et pt+1.
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 thách thức trong phương trình số (11) là việc xác định giá trị kỳ vọng E t q t+1 của tỷ giá hối đoái thực, điều này không dễ dàng cho các nhà nghiên cứu Do đó, một số giả định đã được đưa ra cho đại lượng này Như đã trình bày trong chương hai, Messe và Rogoff (1988) trong mô hình thay thế của họ cho rằng giá trị kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực bị ảnh hưởng bởi nhiều biến số kinh tế khác Tuy nhiên, cũng có một số nghiên cứu trước đó đã giả định rằng đại lượng này là một hằng số, điển hình như mô hình chuẩn của Messe và Rogoff.
Mô hình của Edison và Paul (1993) cùng với mô hình của Baxter (1994) đã được đề cập trong nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010), trong đó giả định rằng kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực là một hằng số Giả định này cũng được áp dụng trong bài nghiên cứu hiện tại.
Dựa vào phương trình số (11) và giả định rằng tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng là một hằng số, chúng ta có thể xây dựng mô hình xác định tỷ giá hối đoái thực với công thức: q t = α r t + α*r t * + hằng số + u t (12).
Lãi suất thực trong nước được ký hiệu là rt, trong khi lãi suất thực nước ngoài được ký hiệu là rt* Tỷ giá hối đoái niêm yết theo phương pháp trực tiếp, được biểu thị bằng qt, đo lường số lượng nội tệ tương ứng với một đơn vị ngoại tệ.
Phần bù rủi ro u t là một yếu tố khó quan sát trong phương trình và được giả định là ổn định Biểu thức (12) là cơ sở cho các phương pháp ước lượng và hồi quy Lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất không phòng ngừa (UIP) cho rằng nếu lãi suất trong nước cao hơn lãi suất thực nước ngoài, đồng ngoại tệ sẽ tăng giá trong tương lai để bù đắp cho chênh lệch lãi suất, và ngược lại.
Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Nghiên cứu này phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ, đồng thời mở rộng ra các quốc gia như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippines và Thái Lan so với Mỹ Dữ liệu về tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực được tính toán một cách chi tiết để phục vụ cho việc nghiên cứu.
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
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa cuối kỳ được biểu diễn dưới dạng logarit tự nhiên Trong nghiên cứu này, tỷ giá hối đoái danh nghĩa được xác định là tỷ giá song phương, được niêm yết theo phương pháp trực tiếp, tức là đo lường số lượng đồng nội tệ trên mỗi đồng ngoại tệ.
P t và P t * đại diện cho lạm phát trong nước và lạm phát ở nước ngoài, tương ứng với chỉ số CPI trong nước và CPI nước ngoài Hai đại lượng này được thể hiện dưới dạng logarit cơ số tự nhiên.
Dữ liệu tỷ giá danh nghĩa được thu thập vào cuối tháng, trong khi chỉ số CPI được ghi nhận hàng tháng với năm gốc 2010 = 100 Tại Việt Nam, dữ liệu được thu thập từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Đối với các quốc gia khác như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippines 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
Lạm phát trong nước (pt) và lạm phát nước ngoài (pt*) được đo bằng 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 chỉ số CPI được thu thập hàng tháng với năm gốc 2010 = 100, trong khi lãi suất danh nghĩa cũng được ghi nhận hàng tháng và được đại diện bởi lãi suất thị trường tiền tệ Đối với những quốc gia thiếu dữ liệu về lãi suất thị trường tiền tệ, tác giả sử dụng lãi suất liên ngân hàng thay thế, như trong trường hợp của Việt Nam.
Thời gian thu thập dữ liệu chỉ số CPI và lãi suất danh nghĩa tại Việt Nam là từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014, trong khi đó, dữ liệu lãi suất của các quốc gia khác được thu thập theo tháng từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014.
Tất cả dữ liệu nghiên cứu về chỉ số giá tiêu dùng (CPI), lãi suất danh nghĩa trong nước và lãi suất quốc tế cho các quốc gia trong bài nghiên cứu này đều được thu thập từ nguồn dữ liệu của Quỹ Tiền Tệ Thế Giới, cụ thể là từ thống kê tài chính quốc tế (International Financial Statistics - IFS).
Phương pháp ước lượng
Nghiên cứu này áp dụng phương pháp ước lượng dựa trên nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) cùng với đề xuất của Perron (1989), tập trung vào điểm gãy cấu trúc Đầu tiên, tác giả phân tích tính dừng của dữ liệu thông qua các kiểm định nghiệm đơn vị trên chuỗi dữ liệu gốc và chuỗi sai phân bậc một của tỷ giá thực và lãi suất thực Mục tiêu là xác định liệu các chuỗi này có dừng ở chuỗi gốc (I(0)) hay chuỗi sai phân bậc một (I(1)) Kỳ vọng là các chuỗi dữ liệu không dừng ở chuỗi gốc nhưng sẽ dừng khi sử dụng chuỗi sai phân bậc một, cho thấy khả năng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Điểm gãy cấu trúc cũng được xem xét kỹ lưỡng trong nghiên cứu này.
Vào năm 1989, sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu có thể dẫn đến những kết luận sai lầm về sự tồn tại của nghiệm đơn vị Do đó, việc kiểm định nghiệm đơn vị cần xem xét yếu tố điểm gãy cấu trúc để đảm bảo kết quả kiểm định chính xác Tương tự như nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010), tác giả áp dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị của Saikkonen và Lütkepohl (2002) để giải quyết vấn đề này.
Tác giả tiến hành kiểm định đồng liên kết để xác định mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Để đạt được kết quả thuyết phục, tác giả áp dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết mới của Saikkonen và Lütkepohl (2000) cùng với các phương pháp kiểm định truyền thống, đồng thời xem xét đến điểm gãy cấu trúc trong phân tích.
Mô hình VECM được áp dụng để hồi quy mối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/VND và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ, sau khi xác định được mối quan hệ đồng liên kết Ngoài ra, các phép kiểm định khác sẽ được thực hiện để đảm bảo tính ổn định của kết quả hồi quy.
Như vậy, phương pháp thực nghiệm của bài nghiên cứu có thể tóm tắt như sau:
Tác giả thực hiện kiểm định tính dừng cho các chuỗi dữ liệu nghiên cứu giữa Việt Nam và Mỹ, sử dụng các phương pháp kiểm định như ADF, DF-GLS và kiểm định nghiệm đơn vị S & L, đồng thời xem xét các điểm gãy cấu trúc.
Tác giả thực hiện ba phép kiểm định đồng liên kết cho các chuỗi dữ liệu nghiên cứu giữa Việt Nam và Mỹ Đầu tiên, tác giả áp dụng kiểm định Johansen Trace Test theo phương pháp truyền thống Tiếp theo, tác giả sử dụng hai phương pháp tiếp cận mới: kiểm định S & L không xét đến điểm gãy cấu trúc và kiểm định S & L có xét đến điểm gãy cấu trúc.
Tác giả áp dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số, nhằm ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực trong bối cảnh Việt Nam và 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
Tác giả kết luận rằng có mối quan hệ lâu dài giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia, với các phép kiểm định chi tiết được thực hiện ở từng bước nghiên cứu.
3.3.1 Kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu
Kiểm định nghiệm đơn vị trong chuỗi thời gian là phương pháp phổ biến để xác định tính dừng của dữ liệu Nghiên cứu này thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị 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 sẽ cho biết chuỗi dữ liệu có tính dừng hay không, và nếu kết quả cho thấy có thể bác bỏ giả thuyết, điều này sẽ ảnh hưởng đến các phân tích tiếp theo.
Giả thuyết H0 cho rằng chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị, cho phép kết luận rằng chuỗi này là dừng và có bậc liên kết bằng không, hay còn gọi là chuỗi I(0) Ngược lại, nếu không thể bác bỏ H0, chuỗi dữ liệu sẽ không dừng và cần tiến hành kiểm định tính dừng cho chuỗi sai phân bậc 1 Nếu chuỗi sai phân bậc 1 không có nghiệm đơn vị, chúng ta có thể kết luận rằng chuỗi này có bậc lên kết là 1, tức 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, yêu cầu số hạng sai số u t phải là biến nhiễu trắng Nếu u t có hiện tượng tự tương quan, phương trình ước lượng của kiểm định DF sẽ tương đương với phương trình 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
Phép kiểm định DF-GLS dựa trên kiểm định DF tương tự như ADF, nhưng thay vì đưa số hạng tự tương quan u t vào mô hình, DF-GLS xử lý tính tự tương quan của sai số ut Kiểm định này được thực hiện qua hai bước để đưa ra kết quả chính xác.
Bước đầu tiên trong quy trình là chuyển đổi hàm hồi quy bằng phương pháp GLS (phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát) Kết quả của bước này giúp biến đổi sai số ut có phương sai thay đổi thành sai số 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 phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị truyền thống, không xem xét điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu Các phép kiểm định này được thực hiện bằng phần mềm Eview 6.0, với dữ liệu nghiên cứu được thu thập theo tháng Độ trễ tối đa cho các phép kiểm định này được xác định là 12, và độ trễ tối ưu sẽ được đề xuất dựa trên 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) đã 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 nước ngoài (r_t*) Để thực hiện việc này, tác giả sử dụng ba loại kiểm định nghiệm đơn vị, bao gồm kiểm định ADF (Dickey & Fuller, 1979) và kiểm định DF-GLS (Elliott, Rothenberg).
Phương pháp kiểm định Saikkonen & Lütkepohl (2002), ký hiệu là kiểm định S&L, đã được áp dụng để xem xét điểm gãy cấu trúc, đánh dấu sự chuyển biến trong cách tiếp cận nghiên cứu từ các phương pháp trước đó.
4.1.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị theo hướng tiếp cận truyền thống
Phép kiểm định ADF và DF – GLS được áp dụng theo cách truyền thống để xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu, với kết quả được trình bày chi tiết trong 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 và lãi suất thực tại Việt Nam và Mỹ được thu thập từ tháng 1/1996 đến tháng 05/2014 Giá trị thống kê được tính toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Độ trễ thích hợp cho mỗi trường hợp được ghi nhận trong dấu ngoặc và xác định theo tiêu chuẩn AIC, với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, có tính đến hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Theo phương pháp truyền thống với phép kiểm định ADF, giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa Điều này cho thấy các chuỗi tỷ giá thực q t, lãi suất thực trong nước r t và lãi suất thực ở nước ngoài r t* đều là chuỗi không dừng, bất kể được đo lường dựa trên lạm phát tiền nghiệm hay lạm phát hậu nghiệm.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi sai phân bậc một cho thấy các giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối lớn hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1% Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thiết H0, tức là phương trình có nghiệm đơn vị, và khẳng định rằng tất cả các chuỗi sai phân bậc một đều là chuỗi dừng.
Tác giả thực hiện kiểm định tính dừng bằng phương pháp DF-GLS, với kết quả cho thấy chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực Mỹ đều không dừng ở chuỗi gốc Các giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa đã xác định.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi sai phân, chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực tiên nghiệm và lãi suất thực hậu nghiệm Việt Nam cho thấy không dừng Giá trị thống kê t lớn hơn giá trị tới hạn ở mức 10%, điều này cho thấy không thể bác bỏ giả thiết H0.
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: Dữ liệu về tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực tại Việt Nam và Mỹ được thu thập từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Giá trị thống kê t được tính toán và so sánh với các ngưỡng ý nghĩa 1%, 5%, 10% Độ trễ thích hợp cho mỗi trường hợp được ghi nhận theo tiêu chuẩn AIC, với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, có tính đến hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), (***) tương ứng với 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, trong khi kiểm định DF-GLS cho chuỗi lãi suất thực tiên nghiệm không đạt yêu cầu.
Mỹ, kết quả lại là chuỗi không dừng
Hai phép kiểm định truyền thống cho kết quả không nhất quán về tính dừng của chuỗi dữ liệu Kiểm định ADF chỉ ra rằng chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực ở Mỹ đều là chuỗi I(1) khi lấy sai phân bậc 1, trong khi kiểm định DF-GLS lại cho thấy chúng không phải là chuỗi I(1) Điều này cho thấy cần thiết phải có một phép kiểm định mới để xác định chính xác tính dừng của các chuỗi dữ liệu này.
4.1.1.2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L
Bài viết này đề cập đến việc áp dụng các phương pháp kiểm định truyền thống như ADF và DF-GLS, cùng với kiểm định nghiệm đơn vị thứ ba theo cách tiếp cận của Saikkonen và Lütkepohl Những phương pháp này giúp xác định tính ổn định của chuỗi thời gian trong nghiên cứu kinh tế và tài chính.
(2000) có xem xét đến vấn đề điểm gãy cấu trúc cũng được áp dụng nhằm kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
Khi điểm gãy cấu trúc xuất hiện trong chuỗi dữ liệu, các phép kiểm định có thể gặp sai lầm (Perron, 1989) Do đó, Joseph P Byrne và Jun Nagayasu (2010) đã áp dụng kiểm định nghiệm đơn vị của Saikkonen và Lütkepohl (2002), thực hiện qua phần mềm JMulti 4.24 Phần mềm này không chỉ lựa chọn độ trễ, hệ số chặn và xu hướng, mà còn đánh giá và đề xuất các thời điểm có thể xảy ra điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu.
Mô hình kiểm định nghiệm đơn vị Saikkonen và Lütkepohl được thực hiện bằng cách đưa biến giả đại diện cho các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu Kết quả của phép kiểm định này 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 được ghi nhận là r -1.5294 (12) cho năm 2008 và r* -1.5822 (0) cho năm 2009, với độ trễ của mỗi trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ AIC, tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện trên chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, có tính đến hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), (***) biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được xác định bởi phần mềm JMulti 4.24, với giá trị tới hạn tương ứng cho 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 không dừng ở chuỗi gốc Các giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn được đề xuất bởi Lanne et al (2002), do đó không thể bác bỏ giả thiết H0, dẫn đến kết luận rằng chuỗi không dừng.
Mở rộng nghiên cứu với bằng chứng đa quốc gia
Để khẳng định kết quả nghiên cứu, tác giả đã mở rộng quy trình kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ sang một số quốc gia khác ở Châu Á như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippines và Thái Lan Dữ liệu trong nghiên cứu mở rộng được thu thập theo phương pháp hậu nghiệm (ex post) Các bước kiểm định bao gồm kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết, được thực hiện theo hai phương pháp: phương pháp truyền thống và phương pháp S & L, có xem xét 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 không dừng ở chuỗi gốc, ngoại trừ chuỗi lãi suất thực Nhật Bản Tác giả đã thực hiện kiểm định cho chuỗi sai phân bậc 1 và phát hiện rằng hầu hết các chuỗi này có tính dừng, ngoại trừ chuỗi tỷ giá đồng tiền Hồng Kông Điều này cho thấy đại đa số các chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng ở bậc 1 (Chuỗi I(1)), cho thấy sự tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF 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: Dữ liệu về chuỗi tỷ giá thực tế và lãi suất thực trong nước và Mỹ được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014 Giá trị thống kê được tính toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, với độ trễ thích hợp được xác định bởi tiêu chuẩn AIC Kiểm định tính dừng được thực hiện cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một Các ký hiệu (*), (**), (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Đối với trường hợp Nhật Bản – Mỹ, chuỗi tỷ giá USD/JPY và lãi suất thực ở Mỹ không dừng ở chuỗi gốc, trong khi lãi suất thực Nhật Bản dừng ở chuỗi gốc Một trong ba chuỗi không phải là chuỗi I(1), theo Byrne và Nagayasu (2010), cho thấy vẫn tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các chuỗi này, điều này sẽ được kiểm chứng qua kiểm định đồng liên kết trong phần tiếp theo.
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 dữ liệu đều không dừng, ngoại trừ lãi suất thực ở Mỹ và Thái Lan Tuy nhiên, sau khi thực hiện kiểm định bậc sai phân bậc nhất, kết quả cho thấy
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%
Kết quả kiểm định DF – GLS cho thấy chưa đủ bằng chứng để xác định tính dừng của các chuỗi dữ liệu khi mở rộng nghiên cứu ra 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 5/2014 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 () theo tiêu chuẩn AIC hiệu chỉnh với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện 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
Độ trễ được ghi nhận trong dấu ngoặc đơn và xác định theo tiêu chuẩn AIC với độ trễ tối đa 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, có tính đến hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), và (***) biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5%, và 1% Phần mềm JMulti 4.24 được sử dụng để xác định các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu 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 cho thấy hầu hết các chuỗi không dừng ở bậc gốc, cho thấy khả năng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng Đặc biệt, trong trường hợp Nhật Bản, chuỗi lãi suất thực dừng ở bậc gốc, tương đồng với kết quả kiểm định ADF Tác giả khẳng định rằng giữa chuỗi dữ liệu tỷ giá thực USD/JPY và chênh lệch lãi suất thực Nhật Bản – Mỹ vẫn có mối quan hệ dài hạn, như đã được chỉ ra bởi Byrne và Nagayasu (2010) Kiểm chứng này sẽ được thực hiện qua kiểm định đồng liên kết trong phần tiếp theo.
Trong việc kiểm định điểm gãy cấu trúc cho chuỗi dữ liệu ở các quốc gia, phần mềm JMulti hỗ trợ kiểm định nghiệm đơn vị S&L, đồng thời phát hiện và đề xuất các thời điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu Đáng chú ý, phần lớn các điểm gãy cấu trúc được đề xuất tập trung vào giai đoạn 1997 – 1998, trùng với cuộc khủng hoảng tài chính châu Á bắt đầu từ Thái Lan vào năm 1997 Khủng hoảng này nhanh chóng lan rộng ra các quốc gia trong khu vực, cho thấy sự phù hợp của các điểm gãy mà phần mềm xác định Đối với chuỗi tỷ giá USD/HKD của Hongkong, phần mềm chỉ ra điểm gãy vào tháng 11 năm 2008, thời điểm trùng khớp với cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu bắt nguồn từ Mỹ.
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
Dữ liệu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 05/2014, với các giá trị p_value được ghi nhận trong dấu [] Độ trễ được xác định dựa trên tiêu chuẩn lựa chọn mô hình AIC, với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định đồng liên kết Johansen trace test đã xem xét hệ số chặn trong vector đồng liên kết Các ký hiệu (*), (**), (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Kết quả kiểm định đồng liên kết cho thấy rằng, ngoại trừ Thái Lan, năm quốc gia còn lại liên quan đến Mỹ đều có mối quan hệ động liên kết giữa các biến (q, r, r*).
Các giá trị thống kê t trong kiểm định giả thiết H0 r= 0 đều lớn hơn giá trị tới hạn, dẫn đến việc bác bỏ giả thiết này Ngược lại, giả thiết H0 r= 1 không thể bị bác bỏ do P_value lớn hơn 0.05 Điều này chứng minh rằng giữa các chuỗi tồn tại mối quan hệ đồng liên kết Đặc biệt, mặc dù chuỗi lãi suất thực của Nhật Bản dừng ở bậc gốc (chuỗi I(0)), vẫn có thể tồn tại mối quan hệ dài hạn với hai chuỗi còn lại (chuỗi I(1)) Kết quả từ kiểm định Johansen xác nhận mối quan hệ đồng liên kết giữa chuỗi tỷ giá thực USD/JPY, lãi suất thực Nhật Bản và lãi suất thực Mỹ, khẳng định tính chính xác của lập luận này.
Kết quả kiểm định Johansen cho thấy Thái Lan không có mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi (q, r, r*), điều này tương đồng với kết quả tại Việt Nam và Mỹ Tác giả tiếp tục kiểm định trường hợp Thái Lan bằng cách xem xét điểm gãy cấu trúc theo phương pháp kiểm định được 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 nghiên cứu này, tác giả phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/VND và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ Kết quả ban đầu cho thấy không có mối liên hệ rõ ràng khi không xem xét điểm gãy cấu trúc Tuy nhiên, khi áp dụng điểm gãy trong phân tích dữ liệu, mối quan hệ dài hạn giữa các chuỗi này được xác định Tác giả cũng sử dụng mô hình VECM để ước lượng phương trình cân bằng dài hạn, khẳng định mối quan hệ giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất.
Kết quả kiểm định đồng liên kết cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực tồn tại ở nhiều quốc gia, khẳng định lý thuyết UIP và IFE trong dài hạn Đặc biệt, khi xem xét điểm gãy cấu trúc, Thái Lan cũng cho thấy mối quan hệ dài hạn tương tự như Việt Nam – Mỹ.
Tác giả kết luận rằng có mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, thông qua việc kiểm định tính dừng và đồng liên kết Mặc dù chưa xem xét điểm gãy cấu trúc, nhưng điểm gãy này đóng vai trò quan trọng trong việc làm rõ mối quan hệ, đặc biệt khi các kiểm định truyền thống không xác định được sự đồng liên kết giữa Việt Nam và Thái Lan.