GIỚI THIỆU
Ngày nay, tỷ giá hối đoái thu hút sự quan tâm của chính phủ, tổ chức tài chính, chuyên gia kinh tế và cá nhân vì ảnh hưởng lớn đến hoạt động kinh tế Lý thuyết tài chính quốc tế chỉ ra rằng lạm phát, lãi suất, thu nhập và kỳ vọng thị trường là những yếu tố tác động đến 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 sẽ thay đổi theo sai biệt lãi suất giữa hai quốc gia Nghiên cứu của Campbell và Clarida (1987), Meese và Rogoff (1988) cùng Edison và Pauls (1993) đã tìm kiếm mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, nhưng kết quả không đồng nhất, cho thấy lý thuyết này chưa đủ vững chắc trong thực tiễn.
Một vấn đề 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 Perron đã chỉ ra rằng việc lựa chọn phương pháp phù hợp là cần thiết để đảm bảo tính chính xác và độ tin cậy của kết quả nghiên cứu.
Việc lựa 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, như đã chỉ ra vào năm 1989 Các phép kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm đồng liên kết truyền thống thường cho kết quả không chính xác khi có điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu thời gian Tuy nhiên, 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, từ đó mang lại kết quả kiểm định mạnh mẽ và bền vững hơn Điều này không chỉ khắc phục điểm yếu của các mô hình trước đây mà còn gia tăng độ tin cậy và ý nghĩa thống kê của các kết quả tìm được.
Các nghiên cứu trước đây chủ yếu được thực hiện ở các quốc gia phát triển, trong khi 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 khám phá 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 nhằm củng cố kết quả.
Mục tiêu của nghiên cứu này là kiểm định mối quan hệ cân bằng 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.
Trong nghiên cứu này, chúng tôi sẽ xem xét tính dừng của các chuỗi dữ liệu, bao gồm chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực, nhằm đảm bảo tính chính xác và độ tin cậy của các phân tích.
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, 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, Philippines 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 đồng thời: một là phương pháp truyền thống với các phép kiểm định như kiểm định tính dừng và kiểm định đồng liên kết mà không xem xét điểm gãy cấu trúc, và hai là phương pháp mới theo Saikkonen và Lütkepohl (2000, 2002) với việc thực hiện lại các kiểm định có xem xét điểm gãy cấu trúc Sau khi hoàn thành các kiểm định, tác giả sử dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số phương trình, từ đó thể hiện mối quan hệ 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 của bài nghiên cứu cung cấp cái nhìn tổng quan về động cơ thực hiện đề tài, nêu rõ các vấn đề nghiên cứu, phương pháp áp dụng, ý nghĩa của nghiên cứu và cấu trúc bài viết.
Chương 2: Tổng quan các nghiên cứu trước đây Phần này sẽ khám phá lý thuyết liên quan đến mối quan hệ giữa tỷ giá và lãi suất, đồng thời tổng hợp kết quả của các nghiên cứu trước đây có liên quan đến đề tài nghiên cứu hiện tại.
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu sẽ trình bày mô hình lý thuyết xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực Bài nghiên cứu cũng sẽ đề cập đến các phương pháp nghiên cứu được áp dụng, cùng với việc mô tả nguồn dữ liệu được sử dụng trong quá trình nghiên cứu.
Chương 4: Kết quả nghiên cứu trình bày kết quả thực nghiệm từ kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết theo hai hướng tiếp cận đã nêu trong chương 3 Ngoài ra, chương này cũng cung cấp kết quả nghiên cứu mở rộng đối với các quốc gia khác.
Chương 5: Kết luận tóm tắt các kết quả chính của nghiên cứu, chỉ ra những hạn chế gặp phải và đề xuất các hướng nghiên cứu tiềm năng 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
Bài nghiên cứu này dựa trên lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất không phòng ngừa (UIP), hay còn gọi là hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE) Lý thuyết này giúp giải thích mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá hối đoái, cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách mà các nhà đầu tư có thể dự đoán biến động của thị trường ngoại hối dựa trên sự khác biệt về lãi suất giữa các quốc gia.
Ngang giá lãi suất không phòng ngừa đóng vai trò quan trọng trong phân tích kinh tế vĩ mô của nền kinh tế mở, giúp giải thích sự biến động của 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 cho rằng tỷ giá hối đoái biến động 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 thay đổi của ngoại tệ cần phải tương ứng với 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 lãi suất và lạm phát, cho thấy tầm quan trọng của việc tính toán lạm phát khi đánh giá lãi suất.
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 điều hành kinh tế vĩ mô và xúc tiến thương mại Trước những năm 1990, các nghiên cứu về mối quan hệ này gặp khó khăn do phương pháp thực nghiệm chưa phát triển, dẫn đến việc không tìm ra bằng chứng xác thực Tuy nhiên, với sự ra đời của các phương pháp nghiên cứu cải tiến sau này, các nhà nghiên cứu đã phát hiện ra 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 Bài viết này sẽ tổng quan các nghiên cứu trước đây, khẳng định sự hiện diện của mối quan hệ này và phân loại các nghiên cứu thành hai nhóm: nhóm xác nhận sự tồn tại của mối quan hệ và nhóm tìm kiếm bằng chứng khẳng định.
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 phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực của đồng USD và lãi suất thực từ năm 1979 Họ tìm hiểu tỷ lệ phần trăm thay đổi của 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 trong dự báo lạm phát kỳ vọng, mặc dù những biến này không thể quan sát trực tiếp 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.
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
Năm 1980, sự biến động của tỷ giá thực của đồng USD chủ yếu bị ảnh hưởng bởi những thay đổi không lường trước được của 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
Vào năm 1988, Messe và Rogoff nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực sau khi Mỹ áp dụng chế độ tỷ giá thả nổi từ tháng 3/1973 Trong mô hình của họ, hai biến chính được xem xét là tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, mà không chú ý đến các yếu tố kinh tế khác.
Chuỗi dữ liệu hai ông nghiên cứu cho ba cặp tiền tệ: Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar
Mỹ - Yên Nhật và Dollar Mỹ - Bảng Anh là hai cặp tiền tệ được phân tích trong nghiên cứu này Dữ liệu được thu thập hàng tháng từ tháng 4/1976 đến tháng 3/1986 Nghiên cứu của Messe và Rogoff bao gồm các kiểm định nghiệm đơn vị, hồi quy phương trình GMM và kiểm định tính đồng liên kết Kết quả nghiên cứu cho thấy những thông tin quan trọng về mối quan hệ giữa các cặp tiền tệ này.
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, tác giả đề xuất bổ sung các biến khác vào phân tích.
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 Tuy nhiên, không có bằng chứng nào chứng minh tính đồng liên kết giữa hai chuỗi dữ liệu này.
Nghiên cứu của Messe và Rogoff không 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 of 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 sử dụng mô hình ECM để kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực Dữ liệu được thu thập theo quý trong giai đoạn từ năm 1974 đến năm 1990.
Edison & Pauls đã kiểm định các cặp tỷ giá giữa Dollar Mỹ và các đồng tiền như Mark Đức, Yên Nhật, Bảng Anh, Dollar Canada, cùng với đồng tiền đại diện các nước G10 Qua kiểm định nghiệm đơn vị, họ nhận thấy chuỗi tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực đều không dừng Tuy nhiên, họ không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến này Khi áp dụng một mô hình khác với các biến bổ sung, như cán cân tài khoản vãng lai, Edison & Pauls vẫn không phát hiện sự đồng liên kết giữa tỷ giá hối đoái và chênh lệch lãi suất thực Dù vậy, họ khẳng định rằng có một mối quan hệ dài hạn giữa hai biến này, mặc dù điều này không được làm rõ trong nghiên cứu.
Bài nghiên cứu “The Great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis” của Perron, công bố năm 1989, không tập trung vào tỷ giá hối đoái hay lãi suất thực, nhưng lại có tác động lớn đến kinh tế lượng ứng dụng Perron chỉ ra rằng một số vấn đề trong chuỗi dữ liệu theo thời gian có thể dẫn đến sai lệch kết quả, và độ mạnh của kiểm định có thể được cải thiện khi kéo dài chuỗi dữ liệu Tuy nhiên, việc này có thể bao gồm các điểm gãy cấu trúc, làm thay đổi tính chất của dữ liệu Sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc có thể dẫn đến sai lầm trong kiểm định đồng liên kết, chấp nhận giả thiết H0 không đúng hoặc làm cho kết quả không có ý nghĩa thống kê Do đó, Perron (1989) khuyến nghị nên kéo dài thời gian mẫu nghiên cứu và xem xét điểm gãy cấu trúc hoặc áp dụng mô hình phi tuyến để có kết quả chính xác hơn.
Các nghiên cứu của các học giả gần đây đều nhằm tìm kiếm bằng chứng cho mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Tuy nhiên, mặc dù đã có nhiều nghiên cứu được thực hiện, vẫn có rất ít bằng chứng thuyết phục hỗ trợ 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 (1989) để thực hiện nhiều nghiên cứu về điểm gãy cấu trúc Các nghiên cứu này đã mở ra hướng tiếp cận mới, sẽ được đề cập trong các phần sau.
2.2.2.1 Nghiên cứu của Edison, H J và W.R Melick (1999)
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mô hình lý thuyết
Dựa trên mô hình 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) cho rằng trong một thị trường vốn tự do, kỳ vọng về sự thay đổi của tỷ giá hối đoái danh nghĩa sẽ tương đương với chênh lệch lãi suất danh nghĩa Khi các nhà đầu tư lo ngại về rủi ro, chẳng hạn như rủi ro tỷ giá, lý thuyết UIP được điều chỉnh 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 xác định bằng cách lấy lãi suất danh nghĩa trừ đi tỷ lệ lạm phát tiên nghiệm Công thức tính lãi suất thực tiên nghiệm là: 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 Để giải quyết vấn đề này, một số giả định đã được đưa ra Như đã trình bày trong chương hai, Messe và Rogoff (1988) cho rằng giá trị kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực chịu ảnh hưởng từ một số biến số kinh tế khác Tuy nhiên, cũng có những nghiên cứu trước đó cho rằng đại lượng này có thể coi là một hằng số.
Những nghiên cứu đó có thể kể đến như mô hình chuẩn của Messe và Rogoff
Mô hình của Edison và Paul (1993) cùng với mô hình của Baxter (1994) đã được nghiên cứu trong các tác phẩm trước đây Byrne và Nagayasu (2010) cũng đưa ra giả định tương tự, cho rằng kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực là một hằng số Giả định này cũng được áp dụng trong nghiên cứu hiện tại.
Dựa trên phương trình số (11) và giả định rằng kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực là một hằng số, chúng ta có thể xây dựng mô hình xác định tỷ giá hối đoái thực với công thức: \( q_t = \alpha r_t + \alpha * r_t * + constant + u_t \) (12).
Lãi suất thực trong nước (rt) và lãi suất thực nước ngoài (rt*) là hai yếu tố quan trọng trong việc xác định tỷ giá hối đoái (qt) Tỷ giá hối đoái được niêm yết theo phương pháp trực tiếp, cho thấy số lượng nội tệ cần thiết để mua một đơn vị ngoại tệ.
Phần bù rủi ro u t là một yếu tố khó quan sát và được giả định là ổn định trong phương trình Biểu thức (12) đóng vai trò nền tảng 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, thì 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 liên hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ, cũng như so sánh với các quốc gia như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippines và Thái Lan Dữ liệu về tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực được thu thập và tính toán để phục vụ cho việc nghiên cứu này.
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 đó tỷ giá hối đoái được nghiên cứu là tỷ giá song phương và được niêm yết theo phương pháp trực tiếp, tức là đo lường số lượng đồng nội tệ tương ứng với một đồng ngoại tệ.
Lạm phát trong nước (P t) và lạm phát ở nước ngoài (P t *) được đo bằng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) trong nước và CPI nước ngoài, được thể hiện dưới dạng logarit 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 là 2010 = 100 Đối với Việt Nam, khoảng thời gian thu thập dữ liệu kéo dài 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 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 (p t) và lạm phát nước ngoài (p t*) được đo bằng logarit tự nhiên của chỉ số giá tiêu dùng (CPI) trong nước và chỉ số CPI của 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 * Trong đó p t = p t - p t-1 và p t * = p t * - p t-1 *
Dữ liệu chỉ số CPI được thu thập hàng tháng với năm gốc là 2010, được thiết lập bằng 100 Lãi suất danh nghĩa cũng được thu thập hàng tháng, đại diện cho lãi suất thị trường tiền tệ Trong những quốc gia không có sẵn dữ liệu về lãi suất thị trường tiền tệ do hạn chế trong thống kê, tác giả sử dụng lãi suất liên ngân hàng làm thay thế, như trường hợp tại Việt Nam.
Thời gian thu thập dữ liệu về chỉ số CPI và lãi suất danh nghĩa của Việt Nam là từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Đối với các quốc gia khác, 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 tiêu dùng (CPI), lãi suất danh nghĩa trong nước và lãi suất nước ngoài cho các quốc gia trong bài nghiên cứu này đều được thu thập từ nguồn dữ liệu của Quỹ Tiền Tệ Thế Giới (IMF) thông qua hệ thống Thống kê Tài chính Quốc tế (IFS).
Phương pháp ước lượng
Phương pháp ước lượng trong nghiên cứu này dựa trên phương pháp thực nghiệm của Byrne và Nagayasu (2010) cùng với đề xuất của Perron (1989), trong đó xem xét điểm gãy cấu trúc Tác giả đầu tiên kiểm tra tính dừng của dữ liệu bằng cách thực hiện 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 Các chuỗi này sẽ được phân loại là dừng ở chuỗi gốc (Chuỗi I(0)) hoặc dừng ở chuỗi sai phân bậc một (Chuỗi 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, điều này chỉ ra khả năng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chuỗi tỷ giá thực và chuỗi lãi suất thực Một điểm quan trọng cần lưu ý trong nghiên cứu này là việc xem xét điểm gãy cấu trúc theo quan điểm của Perron.
Sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu có thể dẫn đến kết luận sai lệch về nghiệm đơn vị của chuỗi, do đó việc kiểm định nghiệm đơn vị cần xem xét yếu tố này để đảm bảo kết quả 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 liên quan.
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 làm điều này, tác giả áp dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết mới của Saikkonen và Lütkepohl (2000) kết hợp với các phương pháp truyền thống, nhằm cung cấp bằng chứng thuyết phục về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, đồng thời xem xét ảnh hưởng của điểm gãy cấu trúc.
Cuối cùng, nghiên cứu đã xác định mối quan hệ đồng liên kết giữa Việt Nam và Mỹ, sử dụng mô hình VECM để hồi quy, nhằm làm rõ mối liên hệ giữa tỷ giá thực USD/VND và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia Ngoài ra, các phép kiểm định khác sẽ được thực hiện để xác minh 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 đầu tiên, tác giả thực hiện kiểm định tính dừng cho các chuỗi dữ liệu nghiên cứu giữa Việt Nam và Mỹ Các phương pháp kiểm định được áp dụng bao gồm kiểm định ADF, DF-GLS và kiểm định nghiệm đơn vị S & L, trong đó có xem xét 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 phương pháp truyền thống với kiểm định Johansen Trace Test Tiếp theo, trong một cách tiếp cận mới, tác giả sử dụng kiểm định S & L không xét đến điểm gãy cấu trúc, và cũng thực hiện kiểm định S & L có xét đến điểm gãy cấu trúc.
Tác giả áp dụng mô hình VECM để phân tích và hồi quy hệ số, nhằm ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa 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 đã kết luận rằng có mối quan hệ lâu dài giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia, dựa trên các bước nghiên cứu đã thực hiện Chi tiết về các phép kiểm định ở từng bước sẽ 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 phương pháp phổ biến để đánh giá tính dừng của dữ liệu Bài nghiên cứu này thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị trên chuỗi dữ liệu gốc của tỷ giá thực, lãi suất thực trong nước và lãi suất thực nước ngoài Kết quả kiểm định cho thấy chuỗi dữ liệu có tính dừng hay không, và nếu kết quả có thể bác bỏ giả thiết, 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 một chuỗi dừng với bậc liên kết bằng không, hay còn gọi là chuỗi I(0) Ngược lại, nếu không thể bác bỏ H0, chuỗi dữ liệu được xem là không dừng Trong trường hợp này, cần kiểm định tính dừng cho chuỗi sai phân bậc 1 Nếu chuỗi sai phân bậc 1 không có nghiệm đơn vị, ta có thể kết luận rằng chuỗi này có bậc lên kết bằng 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 kiểm định tính dừng theo Dickey – Fuller (1979) có dạng ∆ = β 1 + β 2 t + δ + (*) Trong phương pháp kiểm định DF, số hạng sai số u t phải là biến nhiễu trắng (white noise) Nếu số hạng sai số u t xuất hiện 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
Kiểm định DF-GLS là một phương pháp kiểm định dựa trên kiểm định DF, tương tự như ADF, nhưng khác biệt ở chỗ nó biến đổi để xử lý tính tự tương quan của số hạng sai số ut Quá trình kiểm định DF-GLS diễn ra qua hai bước, giúp đưa ra kết quả kiểm định chính xác hơn.
Bước đầu tiên trong quá trình phân tích hồi quy là áp dụng phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) để chuyển đổi hàm hồi quy Kết quả của bước này giúp biến đổi sai số ut có phương sai thay đổi thành sai số u t * với phương sai không thay đổi, từ đó nâng cao độ chính xác của mô hình hồi quy.
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 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 thu thập theo tháng Độ trễ tối đa cho các phép kiểm định được xác định là 12, trong khi 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
Để kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu liên quan đến tỷ giá thực q t, lãi suất thực trong nước r t và lãi suất thực ở nước ngoài r t *, Jun Nagayasu (2010) đã áp dụng ba loại kiểm định nghiệm đơn vị, tương tự như nghiên cứu của Joseph P Byrne.
Kiểm định ADF (Dickey & Fuller, 1979), kiểm định DF-GLS (Elliott, Rothemborg
Bài viết đề cập đến việc áp dụng phương pháp mới trong nghiên cứu, bao gồm việc xem xét điểm gãy cấu trúc thông qua kiểm định Saikkonen & Lütkepohl (2002), được ký hiệu là kiểm định S&L Phương pháp này mang lại cái nhìn sâu sắc hơn về các biến động trong dữ liệu.
4.1.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị theo hướng tiếp cận truyền thống
Phép kiểm định ADF và DF – GLS là những phương pháp truyền thống được áp dụng để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu Kết quả của các phép kiểm định này 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: Dữ liệu về chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực của Việt Nam và Mỹ được thu thập từ tháng 1/1996 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% và 10% Độ trễ thích hợp cho từng trường hợp được xác định bằng 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, bao gồm cả hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), (***) thể hiện mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% tương ứng.
Theo phương pháp truyền thống sử dụng kiểm định ADF, giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa | | | | Điều này cho thấy rằng 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 chúng 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 giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối lớn hơn trị tuyệt đối của giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa 1% Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thiết H0, cho thấy tất cả các chuỗi sai phân bậc một đều là chuỗi dừng.
Tác giả đã thực hiện kiểm định tính dừng cho chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực Mỹ bằng phương pháp DF-GLS Kết quả kiểm định, được trình bày trong bảng 4.2, cho thấy tất cả các chuỗi này đều không dừng ở chuỗi gốc, với các giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn tại mức ý nghĩa đã được xác định.
Khi kiểm định nghiệm đơn vị cho chuỗi sai phân, chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực tiên nghiệm và lãi suất thực hậu nghiệm tại Việt Nam, kết quả cho thấy các chuỗi này không dừng Giá trị thống kê t vượt quá giá trị tới hạn ở mức 10%, điều này dẫn đến việc 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: 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 () theo tiêu chuẩn 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 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 các chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực Mỹ đều là chuỗi I(1) khi lấy sai phân bậc 1, trong khi kiểm định DF-GLS lại cho thấy các chuỗi này không phải là chuỗi I(1) Điều này cho thấy cần thiết phải có một phép kiểm định mới để xác định rõ tính dừng của các chuỗi dữ liệu này.
4.1.1.2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L
Bên cạnh phương pháp truyền thống như kiểm định ADF và DF-GLS, nghiên cứu cũng áp dụng kiểm định nghiệm đơn vị thứ ba theo cách tiếp cận của Saikkonen và Lütkepohl để nâng cao độ chính xác trong phân tích chuỗi thời gian.
(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) Để khắc phục vấn đề này, 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 không chỉ lựa chọn độ trễ và hệ số chặn mà còn đánh giá và đề xuất thời điểm có thể xảy ra điểm gãy cấu trúc trong các chuỗi dữ liệu.
Mô hình kiểm định nghiệm đơn vị Saikkonen và Lütkepohl được thực hiện bằng cách sử dụng biến giả để đại diện cho các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu, 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 được ghi nhận là r -1.5294 (12) cho năm 2008 và r* -1.5822 (0) cho năm 2009, với độ trễ được xác định theo tiêu chuẩn AIC, 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% Các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được xác định bằng phần mềm JMulti 4.24, với giá trị tới hạn 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 do Lanne et al (2002) đề xuất, với mức ý nghĩa | | | |, do đó không thể bác bỏ giả thiết H0 Kết luận cho thấy 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, bao gồm Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippines và Thái Lan Dữ liệu trong nghiên cứu mở rộng là dữ liệu hậu nghiệm (ex post) Các bước kiểm định được thực hiện bao gồm kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết, với hai hướng tiếp cận khác nhau.
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 không dừng ở chuỗi gốc, ngoại trừ chuỗi lãi suất thực Nhật Bản Đối với các chuỗi không dừng, tác giả đã thực hiện kiểm định cho chuỗi sai phân bậc 1, và kết quả cho thấy hầu hết các chuỗi này có tính dừng, ngoại trừ chuỗi tỷ giá đồng tiền Hồng Kông Nhìn chung, đại đa số các chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng ở bậc 1 (Chuỗi I(1)), cho thấy sự tồn tại của 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: Chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực trong nước và ở Mỹ được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014, với giá trị thống kê được so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% Độ trễ thích hợp cho mỗi trường hợp được xác định bởi 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% Trong trường hợp Nhật Bản – Mỹ, chuỗi tỷ giá USD/JPY và lãi suất thực ở Mỹ không dừng ở chuỗi gốc, trong khi chuỗi lãi suất thực Nhật Bản dừng ở chuỗi gốc (Chuỗi I(0)) Do đó, một trong ba chuỗi không phải là chuỗi I(1) Theo Byrne và Nagayasu (2010), tác giả cho rằng giữa các chuỗi này vẫn tồn tại mối quan hệ dài hạn, 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 lại, ngoại trừ lãi suất thực tại 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 không đủ thuyết phục để xác định tính dừng của các chuỗi dữ liệu khi nghiên cứu được mở rộng 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 và lãi suất thực trong nước và ở 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% và 10% Độ trễ thích hợp cho mỗi trường hợp được xác định theo tiêu chuẩn AIC hiệu chỉnh, 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%.
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 trong từng trường hợp được ghi nhận trong dấu ngoặc đơn và xác định theo tiêu chuẩn AIC với độ trễ 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 (*), (**), và (***) lần lượt 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 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, ủng hộ khả năng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng Đối với Nhật Bản, chuỗi lãi suất thực dừng ở bậc gốc, và kết quả này nhất quán với kiểm định ADF Tác giả khẳng định rằng giữa tỷ giá thực USD/JPY và chênh lệch lãi suất thực Nhật Bản – Mỹ vẫn có mối quan hệ dài hạn, tương tự như lập luận của Byrne và Nagayasu (2010), sẽ được xác minh qua kiểm định đồng liên kết ở phần tiếp theo.
Trong kiểm định điểm gãy cấu trúc cho chuỗi dữ liệu ở các quốc gia, kiểm định nghiệm đơn vị S&L được hỗ trợ bởi phần mềm JMulti, giúp xác định các thời điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu Phần lớn điểm gãy cấu trúc được đề xuất đều tập trung vào giai đoạn 1997 – 1998, thời điểm mà thế giới và khu vực Châu Á đối mặt với cuộc khủng hoảng tài chính bắt nguồn từ Thái Lan Cuộc khủng hoảng này nhanh chóng lan rộng ra các quốc gia trong khu vực, cho thấy rằng các điểm gãy được phần mềm đề xuất là hợp lý Đối với chuỗi tỷ giá USD/HKD của Hongkong, phần mềm xác định điểm gãy cấu trúc vào tháng 11 năm 2008, trùng khớp với cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu xuất phát 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 5/2014, với các giá trị p_value được ghi 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, trừ Thái Lan, năm quốc gia còn lại có mối quan hệ động liên kết giữa các biến (q, r, r*) với Mỹ.
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 bị bác bỏ do P_value lớn hơn 0.05, cho thấy có mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi Mặc dù chuỗi lãi suất thực ở Nhật Bản dừng ở bậc gốc (chuỗi I(0)), nhưng 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 lập luận đã được đưa ra.
Kết quả kiểm định Johansen cho thấy Thái Lan không có mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi (q, r, r*), tương tự như kết quả ở 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 của 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
Tác giả nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/VND và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ Kết quả kiểm định ban đầu cho thấy không có mối liên hệ rõ ràng khi không xem xét điểm gãy cấu trúc Tuy nhiên, khi áp dụng phương pháp kiểm định có điểm gãy, mối quan hệ dài hạn giữa các chuỗi dữ liệu này đã được xác định Mô hình VECM đã được sử dụng để hồi quy và ước lượng phương trình cân bằng dài hạn, khẳng định sự liên kết 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, tại Thái Lan, khi xem xét điểm gãy cấu trúc, mối quan hệ này cũng được xác nhận, tương tự như kết quả ở Việt Nam và Mỹ.
Qua việc kiểm định tính dừng và đồng liên kết, tác giả kết luận rằng có mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Mặc dù chưa xem xét điểm gãy cấu trúc, nhưng điểm gãy này rất quan trọng để làm rõ mối quan hệ này, nhất là khi kiểm định theo hướng truyền thống không xác định được mối quan hệ đồng liên kết tại Việt Nam và Thái Lan.