(Luận văn thạc sĩ) mối quan hệ giữa lạm phát và truyền dẫn tỷ giá tại việt nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ ĐỒNG DIỄM PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ h TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ TẠI VIỆT NAM LUẬN VĂN THẠC SĨ TP Hồ Chí Minh – Năm 2018 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH NGUYỄN THỊ ĐỒNG DIỄM PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ GIỮA LẠM PHÁT VÀ TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ TẠI VIỆT NAM h Chuyên ngành: Tài - Ngân hàng Mã số: 8340201 LUẬN VĂN THẠC SĨ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: TS PHẠM THỊ ANH THƯ TP Hồ Chí Minh – Năm 2018 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận văn Thạc sĩ kinh tế “Mối quan hệ lạm phát truyền dẫn tỷ giá Việt Nam” cơng trình nghiên cứu riêng cá nhân thực hướng dẫn TS Phạm Thị Anh Thư Các số liệu sử dụng luận văn thu thập trung thực từ nguồn hợp pháp đáng tin cậy khác Luận văn khơng chép cơng trình tác giả khác TP HCM, ngày … tháng … năm 2018 Tác giả Nguyễn Thị Đồng Diễm h MỤC LỤC TRANG PHỤ BÌA LỜI CAM ĐOAN MỤC LỤC DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, TỪ VIẾT TẮT DANH MỤC CÁC BẢNG DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ Chương 1: Giới thiệu đề tài nghiên cứu 1.1 Sự cần thiết đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu 1.3 Đối tượng phạm vị nghiên cứu đề tài .3 1.4 Phương pháp nghiên cứu 1.5 Ý nghĩa khoa học luận văn 1.6 Kết Cấu Của Luận Văn h Chương 2: Cơ sở lý thuyết tổng quan nghiên cứu 2.1 Lý thuyết truyền dẫn tỷ giá hối đoái 2.1.1 Định nghĩa tỷ giá hối đoái lạm phát .5 2.1.2 Định nghĩa truyền dẫn tỷ giá hối đoái 2.1.3 Mối liên hệ lạm phát truyền dẫn tỷ giá .6 2.2 Các kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá nước 2.3 Truyền dẫn tỷ giá phi tuyến 2.4 Các nghiên cứu thực nghiệm truyền dẫn tỷ giá 11 2.4.1 Các nghiên cứu tác động môi trường lạm phát đến truyền dẫn tỷ giá 11 2.4.2 Các nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá ảnh hưởng đến lạm phát 16 Chương 3: Phương pháp nghiên cứu mối quan hệ truyền dẫn tỷ giá lạm phát Việt Nam .24 3.1 Khung phân tích 24 3.2 Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) 31 3.2.1 Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn hàm logistic tổng quát (LSTR) 32 3.2.2 Trường hợp hàm chuyển tiếp trơn hàm mũ (ESTR) .35 3.3 Quy trình xây dựng mơ hình 36 3.3.1 Giai đoạn thiết lập mô hình .37 3.3.2 Giai đoạn ước lượng tham số hồi quy .39 3.3.3 Giai đoạn đánh giá phù hợp mơ hình .39 3.4 Cơ sở liệu 41 3.4.1 Mô tả liệu .41 3.4.2 Thống kê mô tả 44 Chương 4: Kết nghiên cứu thảo luận 46 4.1 Kiểm định tính dừng 46 4.2 Kiểm định tuyến tính dựa theo định mơ hình STR, lựa chọn biến chuyển tiếp định dạng mô hình STR .46 h Chương 5: Kết luận 56 5.1 Kết nghiên cứu 56 5.2 Hạn chế đề tài hướng nghiên cứu 57 5.2.1 Hạn chế đề tài .57 5.2.2 Hướng nghiên cứu 58 TÀI LIỆU THAM KHẢO PHỤ LỤC DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU, TỪ VIẾT TẮT Tên đầy đủ Tiếng Việt Ký hiệu Tên đầy đủ Tiếng Anh Chỉ số giá tiêu dùng Consumer Price Index Truyền dẫn tỷ giá hối đoái Exchange rate Pass – Through Mơ hình tự hồi quy phi tuyến lũy Exponential smooth transition thừa autoregressive Mơ hình hồi quy phi tuyến lũy Exponential smooth transition thừa regression Liên minh châu Âu European Union GDP Tổng sản phẩm quốc nội Gross Domestic Product HICP Chỉ số hài hòa giá tiêu dùng Harmonized Index of Consumer CPI ERPT ESTAR ESTR EU h Price IMF Quỹ Tiền tệ Quốc tế International Monetary Fund IMP Chỉ số giá nhập Import price index Mơ hình tự hồi quy phi tuyến Logistic smooth transition logistic autoregressive LSTR Mơ hình hồi quy phi tuyến logistic Logistic smooth transition regression NEER Tỷ giá hiệu lực danh nghĩa đa Nominal Effective Exchange Rate LSTAR phương Chỉ số giá sản xuất Producer Price Index Mơ hình tự hồi quy phi tuyến trơn Smooth transition autoregressive STR Mơ hình hồi quy phi tuyến trơn Smooth transition regression USD Đô la Mỹ US Dollar PPI STAR VAR VECM VND Mô hình vectơ tự hồi quy Vector Autoregression Mơ hình vec tơ hiệu chỉnh sai số Vector Error Correction Model Việt Nam Đồng Vietnam dong h DANH MỤC CÁC BẢNG Bảng 2.1.Tổng hợp nghiên cứu trước 20 Bảng 3.2 Tóm tắt thống kê mô tả biến sở sử dụng .44 Bảng 4.1 Kết kiểm định nghiệm đơn vị .46 Bảng 4.2 Kết kiểm định tuyến tính (𝑧𝑡 = 𝜋𝑡 − 𝑑) 47 Bảng 4.3: Kết kiểm định thành phần phi tuyến cịn sót lại 48 Bảng 4.4: Kết kiểm định tính quán tham số ước lượng .49 h DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ Hình 2.1.Cơ chế truyền dẫn tỷ giá đến giá nước .8 Hình 3.1 ERPT lạm phát trễ: trường hợp đồng hai thời kỳ (N=2) .30 Hình 3.2 ERPT lạm phát trễ: trường hợp đồng thời ba thời kỳ (N=3) 31 Hình 3.3 Đồ thị LSTR1 với c =1 .33 Hình 3.4 Đồ thị hàm số LSTR2 với c1 = -1, c2 =1 35 Hình 3.5 Đồ thị hàm số ESTR với 𝒄𝟏 ∗= 𝟎 .36 Hình 3.6: Chỉ số giá tiêu dùng số giá nhập Việt Nam từ 01/2000 đến 12/2017 42 Hình 3.7: Tỷ giá hiệu lực danh nghĩa đa phương Việt Nam từ 01/2000 đến 12/2017 43 Hình 3.8: Chỉ số lạm phát Việt Nam từ 01/2000 đến 12/2017 44 Hình 4.1 ERPT so với biến chuyển tiếp Mơ hình LSTR 52 Hình 4.2 ERPT theo thời gian mơ hình LSTR 53 h Chương 1: Giới thiệu đề tài nghiên cứu 1.1 Sự cần thiết đề tài Trong năm qua, Chính sách lạm phát mục tiêu lựa chọn cho hướng điều tiết sách tiền tệ nhiều quốc gia khắp châu lục đem lại số kết tích cực Tuy nhiên, quốc gia đồng thời thực sách tiền tệ độc lập (theo đuổi lạm phát mục tiêu), ổn định tỷ giá tự hóa tài khoản vốn Một nước theo đuổi sách lạm phát mục tiêu khơng thể cùng lúc theo đuổi mục tiêu tỉ giá Tuy nhiên điều khơng có nghĩa Ngân hàng trung ương từ bỏ việc can thiệp lên thị trường hối đối tỷ giá kênh quan trọng sách tiền tệ, đóng vai trị truyền dẫn tác động từ công cụ Ngân hàng trung ương đến mục tiêu cuối cùng sách tiền tệ, quan trọng mục tiêu ổn định giá cả, góp phần ổn định kinh tế Do việc nghiên cứu ảnh hưởng chuyển tiếp biến động tỷ giá đến mức giá nội địa thông qua giá nhập khẩu, coi hành động tất yếu kinh tế h mở Mối quan hệ tỷ giá lạm phát, tác động tỷ giá tới lạm phát… vấn đề khác nhiều nhà kinh tế học quan tâm nghiên cứu Có nhiều nghiên cứu lý thuyết thực tiễn vấn đề lạm phát nhân tố tác động Từ năm 1970, nhà kinh tế học nghiên cứu mức độ truyền dẫn tỷ giá (exchange rate Pass – Through, ERPT) vào mức giá nội địa yếu tố then chốt xác định nên quy mô tác động sách tiền tệ Theo nghiên cứu Nidhaleddine Ben Cheikh, Waël Louhichi (2016), cho mức độ truyền dẫn (ERPT) vào giá nhập vấn đề quan trọng lạm phát Các nhà hoạch định sách phải có khả đánh giá tác động thay đổi tiền tệ giá nội địa, để xác định tồn áp lực lên lạm phát và, đó, sách tiền tệ phản ứng thích hợp để đối phó với điều Các ngân hàng trung ương khơng có hiểu biết tốt động lực lạm phát, mà họ dự đoán hướng lạm phát tương lai Các nghiên cứu ERPT lạm phát ngày tăng với nhiều cách tiếp cận Cách tiếp cận theo hướng xây dựng mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến hồi quy trơn PHỤ LỤC 1: KIỂM ĐỊNH NGHIỆM ĐƠN VỊ ERPT LẠM PHÁT h PHỤ LỤC 2: KIỂM ĐỊNH TÍNH PHI TUYẾN VÀ LỰA CHỌN MƠ HÌNH HỒI PHI TUYẾN d=1 Sm ooth Thres hold Linearity Tes ts Date: 10/14/18 Tim e: 11:05 Sam ple: 2000M02 2017M12 Included obs ervations : 209 Tes t for nonlinearity us ing LAMPHAT(-1) as the thres hold variable Taylor s eries alternatives : b0 + b1*s [ + b2*s ^2 + b3*s ^3 + b4*s ^4 ] Linearity Tes ts F-s tatis tic Null Hypothes is H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 4.459775 4.866984 5.136542 4.950230 d.f p-value (33, 168) (25, 176) (17, 184) (9, 192) 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 The H0i tes t us es the i-th order Taylor expans ion (bj=0 for all j>i) Teras virta Sequential Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic d.f H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 3.233987 4.527593 4.950230 (8, 176) (8, 184) (9, 192) p-value 0.0019 0.0000 0.0000 h All tes ts are bas ed on the third-order Taylor expans ion (b4=0) Linear m odel is rejected at the 5% level us ing H03 Recom m ended m odel: firs t-order logis tic Pr(H1) = Pr(H0E) with Pr(H0L) < 05 d=2: Sm ooth Thres hold Linearity Tes ts Date: 10/14/18 Tim e: 11:05 Sam ple: 2000M02 2017M12 Included obs ervations : 209 Tes t for nonlinearity us ing LAMPHAT(-2) as the thres hold variable Taylor s eries alternatives : b0 + b1*s [ + b2*s ^2 + b3*s ^3 + b4*s ^4 ] Linearity Tes ts F-s tatis tic Null Hypothes is H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 2.859574 2.731927 2.100498 2.598917 d.f (37, (28, (19, (10, 163) 172) 181) 190) p-value 0.0000 0.0000 0.0064 0.0056 The H0i tes t us es the i-th order Taylor expans ion (bj=0 for all j>i) Teras virta Sequential Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 3.511231 1.480916 2.598917 d.f p-value (9, 172) (9, 181) (10, 190) 0.0005 0.1579 0.0056 All tes ts are bas ed on the third-order Taylor expans ion (b4=0) Linear m odel is rejected at the 5% level us ing H03 Recom m ended m odel: firs t-order logis tic Pr(H3) = 05 d=4 Sm ooth Thres hold Linearity Tes ts Date: 10/14/18 Tim e: 11:06 Sam ple: 2000M02 2017M12 Included obs ervations : 209 Tes t for nonlinearity us ing LAMPHAT(-4) as the thres hold variable Taylor s eries alternatives : b0 + b1*s [ + b2*s ^2 + b3*s ^3 + b4*s ^4 ] Linearity Tes ts F-s tatis tic Null Hypothes is H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.572259 1.790206 1.677510 1.997604 d.f (45, (34, (23, (12, 153) 164) 175) 186) p-value 0.0228 0.0088 0.0333 0.0265 The H0i tes t us es the i-th order Taylor expans ion (bj=0 for all j>i) Teras virta Sequential Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 1.840529 1.290834 1.997604 d.f p-value (11, 164) (11, 175) (12, 186) 0.0511 0.2330 0.0265 All tes ts are bas ed on the third-order Taylor expans ion (b4=0) Linear m odel is rejected at the 5% level us ing H03 Recom m ended m odel: firs t-order logis tic Pr(H3) i) Teras virta Sequential Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic d.f H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 1.905345 1.171418 3.591273 (12, 160) (12, 172) (13, 184) p-value 0.0372 0.3072 0.0000 h All tes ts are bas ed on the third-order Taylor expans ion (b4=0) Linear m odel is rejected at the 5% level us ing H03 Recom m ended m odel: firs t-order logis tic Pr(H3) i) Teras virta Sequential Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 1.343592 1.065588 2.281934 d.f p-value (13, 156) (13, 169) (14, 182) 0.1934 0.3923 0.0068 All tes ts are bas ed on the third-order Taylor expans ion (b4=0) Linear m odel is rejected at the 5% level us ing H03 Recom m ended m odel: firs t-order logis tic Pr(H3) i) Teras virta Sequential Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 NA NA NA d.f p-value (0, 190) (0, 190) (0, 190) NA NA NA All tes ts are bas ed on the third-order Taylor expans ion (b4=0) Original m odel is rejected at the 5% level us ing H03 Recom m ended m odel: firs t-order logis tic Pr(H3) = 05 d=3 Sm ooth Thres hold Rem aining Nonlinearity Tes ts Date: 10/14/18 Tim e: 11:37 Sam ple: 2000M02 2017M12 Included obs ervations : 209 Additive nonlinearity tes ts us ing LAMPHAT(-3) as the thres hold variable Taylor s eries alternatives : b0 + b1*s [ + b2*s ^2 + b3*s ^3 + b4*s ^4 ] Additive Nonlinearity Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 NA NA NA NA d.f p-value (0, 188) (0, 188) (0, 188) (0, 188) NA NA NA NA The H0i tes t us es the i-th order Taylor expans ion (bj=0 for all j>i) Teras virta Sequential Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic d.f H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 NA NA NA p-value (0, 188) (0, 188) (0, 188) NA NA NA All tes ts are bas ed on the third-order Taylor expans ion (b4=0) Original m odel is rejected at the 5% level us ing H03 Recom m ended m odel: firs t-order logis tic Pr(H3) = 05 d=4 Sm ooth Threshold Remaining Nonlinearity Tests Date: 10/14/18 Time: 11:36 Sample: 2000M02 2017M12 Included observations: 209 Additive nonlinearity tests using LAMPHAT(-4) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Additive Nonlinearity Tests Null Hypothesis F-statistic H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.301169 1.268147 1.275430 1.579817 d.f p-value (36, 148) (34, 150) (23, 161) (12, 172) 0.1405 0.1686 0.1919 0.1014 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Terasvirta Sequential Tests Null Hypothesis F-statistic d.f H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 1.213939 0.948993 1.579817 (11, 150) (11, 161) (12, 172) p-value 0.2823 0.4953 0.1014 h All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 Es cribano-Jorda Tests F-statistic 1.217123 1.163333 d.f p-value (19, 141) (18, 141) 0.2520 0.2997 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Original model is not rejected at the 5% level using H04 d=5 Sm ooth Thres hold Rem aining Nonlinearity Tes ts Date: 10/14/18 Tim e: 11:36 Sam ple: 2000M02 2017M12 Included obs ervations : 209 Additive nonlinearity tes ts us ing LAMPHAT(-5) as the thres hold variable Taylor s eries alternatives : b0 + b1*s [ + b2*s ^2 + b3*s ^3 + b4*s ^4 ] Additive Nonlinearity Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.105892 1.187299 1.656450 1.605937 d.f p-value (45, 137) (37, 145) (25, 157) (13, 169) 0.3237 0.2359 0.0339 0.0876 The H0i tes t us es the i-th order Taylor expans ion (bj=0 for all j>i) Teras virta Sequential Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic d.f H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 0.374807 1.632979 1.605937 (12, 145) (12, 157) (13, 169) p-value 0.9705 0.0875 0.0876 All tes ts are bas ed on the third-order Taylor expans ion (b4=0) Original m odel is not rejected at the 5% level us ing H03 Null Hypothes is Es cribano-Jorda Tes ts F-s tatis tic p-value (18, 138) (17, 138) 0.7239 0.6068 h d.f H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 0.777061 0.872730 All tes ts are bas ed on the fourth-order Taylor expans ion Original m odel is not rejected at the 5% level us ing H04 d=6 Sm ooth Thres hold Rem aining Nonlinearity Tes ts Date: 10/14/18 Tim e: 11:35 Sam ple: 2000M02 2017M12 Included obs ervations : 209 Additive nonlinearity tes ts us ing LAMPHAT(-6) as the thres hold variable Taylor s eries alternatives : b0 + b1*s [ + b2*s ^2 + b3*s ^3 + b4*s ^4 ] Additive Nonlinearity Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 NA NA NA NA d.f (0, (0, (0, (0, p-value 181) 181) 181) 181) NA NA NA NA The H0i tes t us es the i-th order Taylor expans ion (bj=0 for all j>i) Teras virta Sequential Tes ts Null Hypothes is F-s tatis tic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 NA NA NA d.f p-value (0, 181) (0, 181) (0, 181) NA NA NA All tes ts are bas ed on the third-order Taylor expans ion (b4=0) Original m odel is rejected at the 5% level us ing H03 Recom m ended m odel: firs t-order logis tic Pr(H3) = 05 PHỤ LỤC 4: KIỂM ĐỊNH TÍNH NHẤT QUÁN CỦA THAM SỐ ƯỚC LƯỢNG d=4 Smooth Threshold Parameter Constancy Test Date: 10/14/18 Time: 11:37 Sample: 2000M02 2017M12 Included observations: 209 Encapsulated nonlinearity test using trend as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Parameter Constancy Tests Null Hypothesis F-statistic d.f H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.027033 1.073053 1.037534 0.667953 (92, 92) (69, 115) (46, 138) (23, 161) p-value 0.4492 0.3649 0.4234 0.8714 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) d=5 h Smooth Threshold Parameter Constancy Test Date: 10/14/18 Time: 11:36 Sample: 2000M02 2017M12 Included observations: 209 Encapsulated nonlinearity test using trend as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Parameter Constancy Tests Null Hypothesis F-statistic d.f H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.076348 1.270827 1.171081 1.076837 (100, 82) (75, 107) (50, 132) (25, 157) p-value 0.3666 0.1269 0.2378 0.3752 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) PHỤ LỤC 5: MƠ HÌNH HỒI QUY PHI TUYẾN LSTR VỚI d=5 Dependent Variable: LAMPHAT Method: Smooth Thres hold Regres s ion Trans ition function: Logis tic Date: 10/14/18 Tim e: 14:22 Sam ple (adjus ted): 2000M08 2017M12 Included obs ervations : 209 after adjus tm ents Thres hold variable: LAMPHAT(-5) Starting values : Grid s earch with concentrated regres s ion coefficients Ordinary s tandard errors & covariance us ing outer product of gradients Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statis tic Prob Thres hold Variables (linear part) LAMPHAT(-1) LAMPHAT(-2) LAMPHAT(-3) LAMPHAT(-4) LAMPHAT(-5) ERPT ERPT(-1) ERPT(-2) ERPT(-3) ERPT(-4) ERPT(-5) ERPT(-6) C 0.361347 -0.020965 -0.005964 0.011097 0.203740 0.041365 0.102489 -0.061479 -0.021157 -0.052076 0.001337 -0.058265 0.261046 0.093618 0.094006 0.115229 0.136591 0.150391 0.032340 0.034966 0.032835 0.031555 0.032556 0.032274 0.030984 0.069024 3.859819 -0.223017 -0.051755 0.081241 1.354733 1.279091 2.931062 -1.872360 -0.670479 -1.599571 0.041428 -1.880493 3.781956 0.0002 0.8238 0.9588 0.9353 0.1772 0.2025 0.0038 0.0628 0.5034 0.1114 0.9670 0.0616 0.0002 Thres hold Variables (nonlinear part) 0.541818 0.089382 0.352076 -0.390570 -0.311023 -0.171105 -0.278899 0.188517 0.116637 0.111764 -0.014992 -0.060143 h LAMPHAT(-1) LAMPHAT(-2) LAMPHAT(-3) LAMPHAT(-4) LAMPHAT(-5) ERPT ERPT(-1) ERPT(-2) ERPT(-3) ERPT(-4) ERPT(-5) ERPT(-6) 0.279455 0.275398 0.245962 0.240713 0.182576 0.087560 0.088111 0.098750 0.079057 0.068508 0.061873 0.064402 1.938840 0.324557 1.431424 -1.622558 -1.703527 -1.954154 -3.165298 1.909039 1.475344 1.631410 -0.242304 -0.933862 0.0541 0.7459 0.1540 0.1064 0.0902 0.0522 0.0018 0.0578 0.1418 0.1045 0.8088 0.3516 1.574374 0.1171 6.687611 0.0000 Slopes SLOPE 3.935424 2.499676 Thres holds THRESHOLD R-s quared Adjus ted R-s quared S.E of regres s ion Sum s quared res id Log likelihood F-s tatis tic Prob(F-s tatis tic) 1.063463 0.499471 0.427967 0.601873 65.92973 -175.9918 6.985199 0.000000 0.159020 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Wats on s tat 0.574051 0.795782 1.942505 2.374290 2.117079 1.982344