(Luận văn) điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ giữa tỉ giá hối đoái thực và lãi suất thực

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO t to ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM hi ep w n lo ad ju y th NGUYỄN ĐẮC TOẢN yi pl n ua al n va ll fu ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC TRONG MỐI QUAN HỆ oi m GIỮA TỈ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC at nh z z ht vb k jm om l.c gm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu n va y te re TP Hồ Chí Minh – Năm 2014 t to BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO ng TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM hi ep w n lo ad NGUYỄN ĐẮC TOẢN ju y th yi pl n ua al n va ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC TRONG MỐI QUAN HỆ fu ll GIỮA TỈ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC oi m nh at Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng z Mã số: 60340201 z ht vb k jm LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ n a Lu TS NGUYỄN KHẮC QUỐC BẢO om l.c gm NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: n va y te re TP Hồ Chí Minh – Năm 2014 LỜI CAM ĐOAN t to ng Bài nghiên cứu xin cam đoan cơng trình nghiên cứu khoa học độc lập hi ep nghiên cứu, dƣới hƣớng dẫn TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Các thông tin, số liệu luận văn trung thực có nguồn gốc rõ ràng, cụ thể Kết w n nghiên cứu luận văn trung thực chƣa đƣợc công bố lo ad cơng trình nghiên cứu khác y th ju Học viên yi pl al n ua Nguyễn Đắc Toản n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re MỤC LỤC t to Trang phụ bìa ng hi Lời cam đoan ep Mục lục Danh mục từ viết tắt w n Danh mục bảng lo ad Danh mục hình y th TÓM TẮT ju yi CHƢƠNG – GIỚI THIỆU pl ua al 1.1 Lý chọn đề tài n 1.2 Mục tiêu nghiên cứu va n 1.3 Phƣơng pháp nghiên cứu ll fu oi m 1.4 Ý nghĩa nghiên cứu at nh 1.5 Cấu trúc luận văn z CHƢƠNG – KHUNG LÝ THUYẾT VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA LÃI SUẤT VÀ z ht vb TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CÁC BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM k jm 2.1 Lý thuyết ngang giá sức mua (PPP) gm 2.2 Lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) om l.c 2.3 Lý thuyết ngang lãi suất có phịng ngừa (IRP) 10 2.4 Các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc 10 a Lu 2.4.1 Các nghiên cứu thực nghiệm không xem xét đến điểm gãy cấu trúc 10 n n y te re CHƢƠNG – PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 18 va 2.4.2 Các nghiên cứu thực nghiệm xem xét đến điểm gãy cấu trúc 13 3.1 Mơ hình lý thuyết 18 3.2 Dữ liệu nghiên cứu 20 t to 3.3 Phƣơng pháp thực nghiệm 22 ng hi 3.3.1 Phƣơng pháp chung 22 ep 3.3.1.1 Các luận điểm phƣơng pháp thực nghiệm Byrne Nagayasu (2010) w n 22 lo ad 3.3.1.2 Phƣơng pháp thực nghiệm nghiên cứu 23 y th ju 3.3.2 Quy trình kiểm định cụ thể 25 yi 3.3.2.1 Kiểm định tính dừng chuỗi liệu 25 pl ua al 3.3.2.2 Kiểm định ADF – the Augmented Dickey-Fuller test (Dickey Fuller, n 1979) 26 va n 3.3.2.3 Kiểm định DF-GLS (Elliott, Rothemborg Stock, 1996) 27 ll fu oi m 3.3.2.4 Kiểm định S&L (Saikkonen Lütkepohl, 2002) 28 at nh 3.3.2.5 Kiểm định đồng liên kết 29 z 3.3.2.6 Kiểm định Trace Johansen (the Johansen Trace test năm 1988, 1995) 30 z ht vb 3.3.2.7 Mơ hình VECM 32 k jm CHƢƠNG – KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 35 gm 4.1 Kết nghiên cứu Việt Nam Mỹ 35 om l.c 4.1.1 Kết kiểm định tính dừng 35 4.1.2 Kết kiểm định đồng liên kết 39 n a Lu 4.1.3 Mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực lãi suất thực, kiểm định ổn n va định mơ hình 45 4.2.2 Kết kiểm định đồng liên kết 55 y 4.2.1 Kết kiểm định tính dừng 50 te re 4.2 Mở rộng nghiên cứu Mỹ với nƣớc Châu Á khác 50 CHƢƠNG – KẾT LUẬN 59 t to 5.1 Kết nghiên cứu 59 ng hi 5.2 Khuyến nghị 60 ep 5.3 Hạn chế nghiên cứu 61 w n Danh mục tài liệu tham khảo lo ad Phụ lục ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT t to ng hi Từ viết tắt Diễn giải ep w ACF Hàm tự tƣơng quan ADF Kiểm định Augmented Dickey-Fuller n lo Chỉ số giá tiêu dùng ad CPI Kiểm định Dickey-Fuller ju y th DF Thống kê Tài Quốc tế n ua va Phƣơng pháp bình phƣơng bé n OLS Hiệu ứng Fisher quốc tế al IFS pl IFE Kiểm định Dickey Fuller- General Least Square yi GF-GLS ll fu Kiểm định Saikkonen Lutkepol UIP Lý thuyết ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa VAR Vector tự hồi quy VECM Mơ hình vector điều chỉnh sai số oi m SL at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC CÁC BẢNG t to ng Bảng Nội dung Trang hi ep 3.1 Tóm tắt cơng thức liệu nghiên cứu 20 4.1 Kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF DF-GLS trƣờng 35 w n hợp VN Mỹ lo ad 4.2 Kết kiểm định nghiệm đơn vị S&L trƣờng hợp VN 37 y th ju Mỹ yi Kết kiểm định đồng liên kết Johansen trƣờng hợp ua Kết kiểm định đồng liên kết S&L không xem xét điểm gãy 42 n 4.4 al VN Mỹ 40 pl 4.3 n va cấu trúc fu Kết kiểm định đồng liên kết S&L xem xét điểm gãy cấu ll oi trúc nh Kết ƣớc lƣợng phƣơng trình dài hạn tỷ giá thực lãi vb ht k jm gm 53 om l.c 55 n a Lu Kết kiểm định đồng liên kết Johansen trƣờng hợp nƣớc Châu Á Mỹ Kết kiểm định đồng liên kết S&L trƣờng hợp 57 y te re nƣớc Hàn Quốc Mỹ, Thái Lan Mỹ n va 4.10 51 Kết kiểm định nghiệm đơn vị S&L trƣờng hợp nƣớc Châu Á Mỹ 4.9 z Kết kiểm định nghiệm đơn vị ADF DF-GLS trƣờng hợp nƣớc Châu Á Mỹ 4.8 z suất thực VN Mỹ 4.7 45 at 4.6 43 m 4.5 DANH MỤC CÁC HÌNH t to Nội dung ng Hình Trang hi ep 4.1 Kiểm định mức độ ổn định lãi suất dự đoán (ex ante) 48 4.2 Kiểm định mức độ ổn định lãi suất thực (post) 49 w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re TÓM TẮT t to ng Trong nghiên cứu xem xét điểm gãy cấu trúc mối quan hệ hi tỷ giá hối đoái thực lãi suất thực Tổng thể nghiên cứu cho thấy ep chứng mối quan hệ dài hạn tỷ giá hối đoái thực lãi suất thực, w điểm gãy cấu trúc đưa vào xem xét Đầu tiên nghiên cứu xem xét điểm gãy n lo cấu trúc mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực lãi suất thực 02 quốc ad gia Việt Nam Mỹ Sau mở rộng quốc gia Châu Á khác Mỹ y th Trong liệu nước Châu Á cho thấy điểm gãy cấu trúc không phổ ju yi biến quốc gia với mà đặc trưng riêng quốc gia pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 56 định đồng liên kết Nhật Bản bác bỏ giả thuyết Ho mức ý nghĩa 5%, tức t to tồn đồng liên kết biến tỷ giá thực (q), lãi suất thực Mỹ (r*) lãi ng suất thực Nhật Bản (r) hi ep Như vậy, từ kiểm định đồng liên kết Johansen, ta thấy điểm gãy cấu trúc tiềm đặc trưng riêng quốc gia, giống với nghiên cứu phần w n mở rộng nước khác nghiên cứu Byrne Nagayasu lo ad (2010), hai ơng tìm thấy đồng liên kết vài quốc gia kiểm định ju y th đồng liên kết Johansen, nghiên cứu trường hợp mở rộng quốc gia yi Châu Á khác (Nhật Bản, Hàn Quốc, Hong Kong, Thái Lan) Mỹ cho thấy pl vấn đề này, hai quốc gia Nhật Bản Hồng Kông cho thấy đồng liên al ua kết kiểm định Johansen kết khơng có đồng liên kết hai quốc gia Hàn n Quốc, Thái Lan Về vấn đề này, nghiên cứucó thể đưa giả thuyết va n chuỗi liệu mà nghiên cứu xem xét, xuất điểm vỡ fu ll gây tác động làm sai lệch kết kiểm định đặc thù riêng vài m oi quốc gia nghiên cứu khơng thể tìm chứng mối quan hệ nh dài hạn tỷ giá thực – lãi suất thực thực tế quốc gia Hàn Quốc, Thái Lan at z Do hướng tiếp cận nghiên cứu tiếp tục làm rõ điểm gãy cấu trúc z k gm Hướng tiếp cận có xem xét đến điểm gãy cấu trúc jm Thái Lan hay không ht vb có phải làm thiên lệch kết kiểm định đồng liên kết hai nước Hàn Quốc l.c Nhưđã trình bày tiểu mục trước, hướng tiếp cận thứ hai nghiên cứu sử om dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vịcho riêng nhằm kiểm tra tính a Lu dừng chuỗi liệu có xét đến điểm gãy cấu trúc, kiểm định nghiệm n đơn vị Saikkonen Lutkepohl Tiếp theo đó, kiểm định đồng liên kết xây y kiểm định đồng liên kết Saikkonen Lutkepohl thực có xem te re trúcđượcđưa vào xem xét biến giả Do đó, hướng tiếp cận mới, n hạn Một điểm đáng lưu ý phương pháp yếu tố điểm gãy cấu va dựng theo phương pháp hai ông tiến hành xác minh mối quan hệ dài 57 xét đến điểm gãy cấu trúc Mục đích phép thử để hiểu rõ tầm t to quan trọng việc cân nhắc đến vấn đề điểm gãy cấu trúc sử dụng phương ng pháp Saikkonen Lutkepohl nói riêng trình kiểm định đồng liên hi ep kết nói chung Kết qủa kiểm định hai trường hợp trình bày Bảng 4.10 w n Bảng 4.10: Kết kiểm định đồng liên kết S&L trƣờng hợp Hàn Quốc lo ad – Mỹ Thái Lan – Mỹ có xem xét đến điểm gãy cấu trúc y th S&L Co-integration Test ju Ho : r = Ho : r = Ho : r = Lag 9.15[0.4206] 1.01[0.7889] 8.27[0.5169] 0.42[0.9736] 4.56[0.9049] 1.51[0.6569] 0.71[0.8688] 12 0.66[0.8809] 12 pl Hàn Quốc yi Giả thuyết Ho ua al 19.68[0.4155] 1997M12 18.88[0.4742] 2008M12 23.38[0.2456] n 1997M11 n va ll fu oi m Thái Lan 25.66[0.1114] 8.29[0.5138] 1998M2 17.18[0.6057] 4.60[0.9018] 2008M12 30.75[0.0251]** 3.49[0.9649] at nh 1997M8 z z 0.08[0.9951] 12 vb ht Ghi chú: Chiều dài chuỗi liệu kéo dài từ tháng 1/1994đến tháng 5/2014 jm k Các giá trị p_value ghi nhận dấu [.] Độ trễ xác định tiêu om l.c lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% 1% gm chuẩn lựa chọn độ trễ AIC với độ trễ tối đa 12 Các ký hiệu (*), (**), (***) lần Trong giai đoạn kiểm định nghiệm đơn vị S&L, phần mềm JMulti hỗ trợ a Lu việc xác định điểm gãy cấu trúc chuỗi liệu Ứng với ba chuỗi liệu n y te re pháp kiểm định đồng liên kết Saikkonen Lutkepohl, có biến giả đại n ba thời điểm khác xảy điểm gãy cấu trúc Mặt khác, dựa theo phương va tỷ giá thực, lãi suất thực Hàn Quốc Mỹ, Thái Lan Mỹbài nghiên cứu tìm diện cho điểm gãy cấu trúc đưa vào xem xét vector đồng liên kết biến Do đó, kiểm định đồng liên kết S&L thực cách lần 58 lượtđưa biến giả vào mơ hình xem xét đồng liên kết ba t to trường hợp (ứng với hai quốc gia nghiên cứu mở rộng có tổng cộng sáu trường ng hợp tất cả) Và kết qủa kiểm định trường hợp trình bày Bảng hi ep 4.10 Kết từ Bảng 4.10 cho thấy không tồn đồng liên kết biến tỷ giá thực (q), lãi suất thực Mỹ (r*) lãi suất thực Hàn Quốc (r) w ba điểm gãy cấu trúc quốc gia Hàn Quốc so với Mỹ, kết với quốc gia n lo Thái Lan lại tìm thấy đồng liên kết biến tỷ giá thực (q), lãi suất thực ad y th Mỹ (r*) lãi suất thực Thái Lan (r) mức ý nghĩa 5% Điều lần ju cho thấy điểm gãy cấu trúc đặc trưng riêng quốc gia nên yi pl xem xét liệu thời gian (Đặc biệt liệu dài hạn) n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re 59 CHƢƠNG – KẾT LUẬN t to 5.1 Kết nghiên cứu ng hi Bài nghiên cứu tập trung vào việc tìm chứng thực nghiệm mối quan ep hệ dài hạn tỷ giá thực chênh lệch lãi suất thực mà nhiều nghiên cứu lý w thuyết đề cập Các chứng tiến hành tìm kiếm mối quan hệ n lo hai nước Việt Nam Mỹ, sau mở rộng phạm vi nước khác ad khu vực Châu Á Một vấn đề thiên mặt kỹ thuật mà nghiên cứu quan tâm y th ju xuất điểm gãy cấu trúc chuỗi liệu Theo nghiên cứu yi Perron (1989), nhân tố gây tác động dẫn đến sai lệch kết pl al qủa kinh tế lượng Do đó, cân nhắc nhận định Perron, nghiên cứu n ua định xem xét đến vấn đề điểm gãy cấu trúc trình tìm n va chứng cách sử dụng phương pháp kiểm định Saikkonen Lutkepohl fu (2000, 2002) dựa theo số luận điểm phương pháp thực nghiệm nghiên ll cứu Byrne Nagayasu (2010) Phương pháp thực song oi m song với kiểm định truyền thống nhằm làm bật vai trò tầm quan trọng nh at việc xem xét đến yếu tố điểm gãy cấu trúc trình nghiên cứu z z Sau trình nghiên cứu, nghiên cứu tìm mối quan hệ hai nước Việt vb ht Nam – Mỹ chứng thực nghiệm mối quan hệ dài hạn tỷ giá thực lãi jm suất thực xem xét điểm gãy cấu trúc không tìm mối quan hệ dài hạn k gm tỷ giá thực lãi suất thực không xem xét đến điểm gãy cấu trúc Điều l.c hàm ý Việt Nam điểm gãy cấu trúc khoảng thời gian từ 1996 – om 2014ảnh hướng lướn tới kết điểm định.Và điều cho thấy việc cân a Lu nhắc đến vấn đề điểm gãy cấu trúc cần thiết Số liệu thống kê cụ thể cho thấy n kiểm định S&L với xem xét đến điểm gãy cấu trúc đưa chứng thực y Mỹ có tác động đến tỷ giá thực, kết qủa phản ánh lý thuyết ngang te re hồi quy cho thấy chênh lệch dài hạn lãi suất thực hai nước Việt Nam n lãi suất thực Sau đó, phương trình dài hạn biến nghiên cứu va nghiệm vững có độ tin cậy cao mối quan hệ dài hạn tỷ gía thực 60 giá lãi suất IRP dự báo Bằng chứng thực nghiệm Việt Nam xác nhận t to với độ tin cậy cao kiểm định S&L hệ số phương trình dài hạn ng đảm bảo đáng tin cậy ổn định kiểm định đệ quy Johansen thống kê hi ep tau Ngồi chứng tìm Việt Nam – Mỹ, nghiên cứu mở rộng xem xét w n Mỹ với bốn quốc gia khác khu vực Châu Á tìm thấy chứng lo ad mối quan hệ dài hạn tỷ giá thực lãi suất thực Nhật Bản, Hồng Kông ju y th không xem xét đển điểm gãy cấu trúc, tìm chứng mối quan hệ yi dài hạn tỷ giá thực lãi suất thực Thái Lank hi có xem xét đến điểm gãy pl cấu trúc Cón trường hợp Hàn Quốc nghiên cứu khơng tìm mối al ua quan hệ dài hạn lãi suất thực tỷ giá hối đoái thực hai trường hợp (có n khơng có điểm gãy cấu trúc) Kết qủa nhận quốc gia Châu Á cho thấy có va n tồn mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực lãi suất thực, điểm gãy cấu trúc fu ll mang lại kết thống kê vững oi m 5.2 Khuyến nghị nh at Nhìn chung, nghiên cứu này, phương trình đồng liên kết ước lượng z z cho thấy dài hạn thay đổi chênh lệch lãi suất thực Việt Nam vb ht Mỹ có tác động lên tỷ giá thực, làm ảnh hưởng đến giá trị đồng nội tệ jm k Nhìn chung, mối quan hệ tìm nghiên cứu mang hàm ý thay gm đổi sách tiền tệ, mà cụ thể thay đổi lãi suất hai nước có l.c thể tác động đến tỷ gía dài hạn Các nhà làm sách cần lưu ý đến vấn đề om đưa định thay đổi sách tiền tệ Tuy nhiên, thực tế, a Lu thay đổi tỷ giá chịu ảnh hưởng nhiều nhân tố khác (như cán cân n thương mại, dịch chuyển dòng vốn…), phải xem xét cách tồn y sách không đưa nhiều nghiên cứu Tuy nhiên, số te re mối quan hệ mà thơi Do đó, hàm ý vĩ mơ thiên định n Bài nghiên cứu tập trung vào khía cạnh tổng thể gồm nhiều va diện nhân tố đưa định đắn phù hợp 61 chứng thực nghiệm mà nghiên cứu tìm có giá trị bổ sung cho lý thuyết t to mối quan hệ dài hạn tỷ giá thực lãi suất thực Bên cạnh đó, hướng tiếp cận ng nghiên cứu xác nhận ủng hộ cho nhận định cần phải cân nhắc hi ep đến tượng điểm gãy cấu trúc trình làm việc với liệu chuỗi thời gian Nhận định định điểm nhấn có giá trị cho nghiên cứu sau w n 5.3 Hạn chế nghiên cứu lo ad Bên cạnh kết qủa kể trên, số hạn chế nghiên cứu cần lưu y th ý nhằm xây dựng hướng tiếp cận với nhiều cải tiến ưu việt ju yi Thứ nhất, mơ hình lý thuyết nghiên cứu chưa khái quát pl ua al toàn mối quan hệ dài hạn tỷ gía thực lãi suất thực chi phối n số ràng buộc biến mơ hình Cụ thể, giả định tỷ giá thực kỳ vọng n va mơ hình số dựa sở lý luận Meese Rogoff (1988), Edison ll fu Pauls (1993), Baxter (1994) Giả định bỏ ta biểu diễn tỷ oi m giá thực kỳ vọng hàm số thay đổi theo thời gian (time-varying) Cách làm nh có khả phản ánh tỷ giá thực tế đưa chứng thuyết phục at mối quan hệ tỷ giá thực lãi suất thực z z Thứ hai, số đặc tính khác chuỗi liệu không đề cập vb ht nghiên cứu (đơn cử phi tuyến tính tỷ giá hối đối) nên xem xét jm k song song với yếu tố điểm gãy cấu trúc để tìm chứng đáng tin cậy Điều gm cách kết hợp số phương pháp Nakagawa l.c (2002) hay Kanas (2005) với phương pháp Saikkonen Lutkepohl sử om dụng Ngoài ra, trường hợp cịn lại khơng xác nhận mối quan hệ a Lu xem hạn chế nghiên cứu Các nghiên cứu sau đề tài n tương tự cân nhắc đến hạn chế kể tìm cách giải chúng y te re ảnh hướng đến tỷ giá hối đoái, ngồi tỷ giá hối đối cịn chịu tác động n Thứ ba, nghiên cứu xét đến khía cạnh chênh lệch lãi suất hai nước va với đề xuất mà nghiên cứu đưa 62 nhiều biến khác (chênh lệch thu nhập hai quốc gia, sách t to phủ, kỳ vọng…) ng hi ep w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO t to ng Tài liệu tiếng Việt hi ep Giáo trình Tài quốc tế (2012), Trần Ngọc Thơ – Nguyễn Ngọc Định w Tài liệu tiếng nước n lo Bai, J R., Lumsdaine, R L., Stock, J H (1998) Testing for and dating ad y th common breaks in multivariate time series Econometrica, 65,395−434 ju Baxter, M (1994) Real exchange rates and real interest rate differentials: Have yi we missed the business cycle relationship? Journal ofMonetary Economics, 33, pl ua al 5−37 n Blake, A P., Byrne, J P (2002) Sterling, the euro and the dollar.National va Institute Economic Review #181 July n ll fu Bordo, M D., Schwarz, A J (1990) What has foreign exchange market at nh #3562 oi m intervention since the Plaza Agreement accomplished? NBER Working Paper Campbell, J Y., Clarida, R H (1987) The dollar and real interest rates z z Carnegie Rochester Conference Series on Public Policy, 27, 103−140 vb ht Campbell, J Y., Perron, P (1991) Pitfalls and opportunities: What jm macroeconomists should know about unit roots In O J.Blanchard, S Fischer k gm (Eds.), NBER Macroeconomic Annual 1991 : MIT Press l.c Chortareas, G E., Driver, R L (2001) PPP and the real exchange rate–real a Lu of England Working Paper #138 om interest rate differential revisited: Evidence from nonstationary panel data Bank n Davidson, R., MacKinnon, J (1993) Estimation and inference in y Journal of Econometrics, 53, 323−343 te re power problems of unit root tests in time series with autoregressive errors n De Jong, D N., Nankervis, J C., Savin, N E., Whiteman, C H (1992) The va econometrics London: Oxford University Press 10 Dickey, D A., Fuller, W A (1979) Estimators for autoregressive time series t to with a unit root Journal of the American Statistical Association, 74, 427−431 ng 11 Dornbusch, R (1976) Expectations and exchange rate dynamics Journal of hi ep Political Economy, 84, 1161−1176 12 Edison, H J., Melick, W R (1999) Alternative approaches to real exchange w n rates and real interest rates: Three up and three down.International Journal of lo Finance and Economics, 4, 93−111 ad y th 13 Edison, H J., Pauls, B D (1993) A re-assessment of the relationship ju between real exchange rates and real interest rates: 1974–1990 Journal of yi pl Monetary Economics, 31, 165−187 ua al 14 Elliott, G., Rothemborg, T J., Stock, J H (1996) Efficient tests for an n autoregressive unit root Econometrica, 64, 813−836 va n 15 Hansen, B E (2001) The new econometrics of structural change: Dating breaks ll fu in U.S labor productivity The Journal of Economic Perspectives, 15, 117−128 m oi 16 Hansen, H., Johansen, S (1999) Some tests for parameter constancy in at nh cointegrated VAR-models Econometrics Journal, 2, 306−333 17 Johansen, S (1988) Statistical analysis of cointegrating vectors Journal of z z Economic Dynamics and Control, 12, 231−254 vb ht 18 Johansen, S., Juselius, K (1992) Testing structural hypotheses in a jm multivariate cointegration analysis of the PPP and the UIP for the UK Journal k gm of Econometrics, 53, 211−244 om autoregressive models Oxford: Oxford University Press l.c 19 Johansen, S (1995) Likelihood-based inference in cointegrated vector n rate and real interest rate relationship Global Finance Journal a Lu 20 Joseph P.Byrne Jun Nagayasu (2010) Structural breaks in the real exchange y te re 24, 257−274 n interest rate differential relation Journal of International Money and Finance, va 21 Kanas, A (2005) Regime linkages in the US/UK real exchange rate–real 22 Lanne, M., Lütkepohl, H., Saikkonen, P (2002) Comparison of unit root t to tests for time series with level shifts Journal of Time Series Analysis, 23, ng 667−685 hi ep 23 Lanne, M., Lütkepohl, H., Saikkonen, P (2003) Test procedures for unit roots in time series with level shifts at unknown time Oxford Bulletin of w n Economics and Statistics, 65, 91−115 lo ad 24 Lütkepohl, H (2004) Vector autoregressions and vector error corrections In H y th 25 Lütkepohl, M Krätzig (Eds.), Applied time series econometrics Cambridge: ju Cambridge University Press yi pl 26 MacDonald, R., Nagayasu, J (2000) The long-run relationship between real Papers, 47, 116−128 n ua al exchange rates and real interest rate differentials: A panel study IMF Staff va n 27 Meese, R., Rogoff, K (1988) Was it real? The exchange rate–interest fu ll differential relation over the modern floating rate-period Journal of Finance, 43, oi H (2002) Real exchange rates and real interest rate at nh 28 Nakagawa, m 933−948 differentials:Implications of nonlinear adjustment in real exchange rates Journal z z of Monetary Economics, 49, 629−649 vb ht 29 Ng, S., Perron, P (2001) Lag length selection and the construction of unit jm root tests with good size and power Econometrica, 69,1519−1554 k M., Rogoff, K (1996) Foundations international l.c macroeconomics Massachusetts: MIT Press Cambridge of gm 30 Obstfeld, a Lu hypothesis Econometrica, 57, 1361−1401 om 31 Perron, P (1989) The great crash, the oil price shock, and the unit root n 32 Perron, P (1997) Further evidence on breaking trend fluctuations in y te re dynamic heterogeneous panels Journal of Econometrics, 68, 79−113 n 33 Pesaran, M H., Smith, R (1995) Estimating long-run relationships from va macroeconomic variables Journal of Econometrics, 80, 355−385 34 Saikkonen, P., Lütkepohl, H (2000) Testing for the cointegrating rank of a t to VAR process with structural shifts Journal of Business and Economic Statistics, ng 18, 451−464 hi ep 35 Saikkonen, P., Lütkepohl, H (2002) Testing for a unit root in a time series with a level shift at unknown time Econometric Theory, 18, 313−348 w n 36 Trenkler, C., 2004, Determining p-values for systems cointegration tests with a lo ad prior adjustment for deterministic terms, mimeo, Humbolt-Universität zu Berlin ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re PHỤ LỤC t to ng hi ep Kết kiểm định đồng liên kết Johansen trường hợp Việt Nam Mỹ 1.1 Trường hợp tiên nghiệm (ex ante) w Sample (adjusted): 1996M03 2014M05 Included observations: 219 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: QT RUS_ANTE RVN_ANTE Lags interval (in first differences): to n lo ad ju y th yi Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) pl al Trace n ua Hypothesize d va No of CE(s) Eigenvalue Statistic Prob.** 29.79707 15.49471 3.841466 0.2575 0.3807 0.7976 n 0.05 Critical Value 22.77181 8.836210 0.065735 ll oi m 0.061651 0.039257 0.000300 fu None At most At most nh at Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values z z vb ht 1.2 Trường hợp hậu nghiệm (ex post) k jm gm om l.c Sample (adjusted): 1996M05 2014M05 Included observations: 217 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: QT RUS_POST RVN_POST Lags interval (in first differences): to n a Lu n Trace 0.064353 Statistic 0.05 Critical Value Prob.** 20.98677 29.79707 0.3585 y No of CE(s) Eigenvalue te re Hypothesize d None va Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) t to At most At most 0.029706 4.02E-05 6.552568 0.008713 15.49471 3.841466 0.6302 0.9253 ng Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values hi ep w n Kết kiểm định đồng liên kết S&L trường hợp Việt Nam – Mỹ có xem xét đến điểm gãy cấu trúc 2.1 Trường hợp tiên nghiệm (ex ante) lo ad y th ju S&L Test for: qt rus_ante rvn_ante included dummy variables: shift2008m6 sample range: [1996 M4, 2014 M4], T = 217 included lags (levels): dimension of the process: trend and intercept included response surface computed: r0 LR pval 90% 95% 99% 28.76 0.0465 26.07 28.52 33.50 5.30 0.8442 13.88 15.76 19.71 1.02 0.7858 5.47 6.79 9.73 yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht k jm om l.c gm n a Lu n y te re Kết ước lượng mơ hình VECM trường hợp sử dụng tỷ lệ lạm phát tiên nghiệm (ex ante) va S&L Test for: qt rus_post rvn_post included dummy variables: shift2008m6 sample range: [1996 M4, 2014 M4], T = 217 included lags (levels): dimension of the process: trend and intercept included response surface computed: r0 LR pval 90% 95% 99% 27.94 0.0593 26.07 28.52 33.50 4.63 0.8996 13.88 15.76 19.71 0.26 0.9703 5.47 6.79 9.73 vb 2.2 Trường hợp hậu nghiệm (ex post) t to ng hi ep VEC REPRESENTATION endogenous variables: qt_d1 rus_ante rvn_ante exogenous variables: deterministic variables: shift2008m6 CONST TREND endogenous lags (diffs): exogenous lags: sample range: [1996 M6, 2014 M4], T = 215 estimation procedure: Two stage 1st=Johansen approach, 2nd=OLS ec1(t-1) -qt (t-1) | 1.000 | (0.000) | {0.000} | [0.000] rus_ante(t-1) | -0.065 | (0.042) | {0.124} | [-1.539] rvn_ante(t-1) | 0.071 | (0.022) | {0.001} | [3.234] shift2008m6(t-1)| -0.014 | (0.003) | {0.000} | [-4.586] CONST | -0.012 | (0.003) | {0.000} | [-3.723] Variable | Coefficient | (Std Dev.) | {p - Value} | [t - Value] w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm a Lu n Kết ước lượng mơ hình VECM trường hợp sử dụng tỷ lệ lạm phát hậu nghiệm (ex post) n va y te re t to ng hi ep VEC REPRESENTATION endogenous variables: qt_d1 rus_post rvn_post exogenous variables: deterministic variables: shift2008m6 CONST TREND endogenous lags (diffs): exogenous lags: sample range: [1996 M6, 2014 M4], T = 215 estimation procedure: Two stage 1st=Johansen approach, 2nd=OLS Variable | Coefficient | (Std Dev.) | {p - Value} | [t - Value] ec1(t-1) -Qt (t-1) | 1.000 | (0.000) | {0.000} | [0.000] rus_post(t-1) | -0.084 | (0.044) | {0.056} | [-1.911] rvn_post(t-1) | 0.081 | (0.023) | {0.000} | [3.577] shift2008m6(t-1)| -0.016 | (0.003) | {0.000} | [-5.007] CONST | -0.013 | (0.003) | {0.000} | [-3.787] w n lo ad ju y th yi pl n ua al n va ll fu oi m at nh z z ht vb k jm om l.c gm n a Lu n va y te re