3. PHƢƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU
3.1.2.Mô hình hồi qui
Bởi vì độc lập tiền tệ là phần trọng tâm của vấn đề nghiên cứu nên tác giả giải thích biến độc lập tiền tệ dựa trên các biến còn lại là hội nhập tài chính, chế độ tỷ giá và dự trữ ngoại hối. Trong mô hình hồi qui, mức độ độc lập tiền tệ được đo lường bởi độ nhạy cảm của lãi suất trong nước so với những thay đổi trong lãi suất Mỹ (hay có thể xác định bằng cách lấy đạo hàm lãi suất trong nước theo lãi suất của Mỹ). Phương trình ước lượng như sau:
𝜕(𝐷𝐼𝑅)
𝜕(𝑈𝐼𝑅) = 𝛼 + 𝛽. 𝐹𝑁𝐼 + 𝛾. 𝑅𝐺𝐹 + 𝛿. 𝑅𝐸𝑆 (1)
Trong đó: DIR là lãi suất trong nước, UIR là lãi suất Mỹ, FNI là chỉ số hội nhập tài chính, RGF là biến giả của chế độ tỷ giá (RGF = 1 trong trường hợp tỷ giá thả nổi, RGF = 0 trong trường hợp tỷ giá cố định), và RES là chỉ số dự trữ ngoại hối (định nghĩa cho các chỉ số sẽ được giải thích ở phần sau).
Mẫu hình bộ ba bất khả thi cho rằng hội nhập tài chính sâu hơn và tỷ giá hối đoái cố định sẽ dẫn đến độc lập tiền tệ thấp hơn, tức là độ nhạy cảm lãi suất sẽ cao hơn. Do đó chúng ta có thể dự đoán dấu đồng biến ở hệ số β và dấu nghịch biến ở hệ số γ. Nếu dự trữ ngoại hối được xem là một cơ chế tự bảo vệ trước xu hướng dễ thoái lui của
dòng tiền nóng, nguồn tích lũy ngoại hối có thể dự phòng cho độc lập tiền tệ (độ nhạy cảm lãi suất thấp hơn), và chúng tôi có thể dự đoán dấu nghịch biến ở hệ số δ.
Bởi vì không thể ước lượng hồi quy một cách trực tiếp ở phương trình (1) nên sẽ điều chỉnh bằng cách lấy nguyên hàm theo biến UIR. Tác giả đưa giả định rằng các biến hội nhập tài chính, chế độ tỷ giá và dự trữ ngoại hối không bị ảnh hưởng bởi lãi suất Mỹ, tức là, FNI, RGF và RES không phải là một hàm số của UIR. Do đó, chúng tôi có phương trình ước lượng sau
𝐷𝐼𝑅 = 𝛼. 𝑈𝐼𝑅 + 𝛽. 𝐹𝑁𝐼. 𝑈𝐼𝑅 + 𝛾. 𝑅𝐺𝐹. 𝑈𝐼𝑅 + 𝛿. 𝑅𝐸𝑆. 𝑈𝐼𝑅 + 𝑓(𝑋) (2) Hàm số f(X) là một hàm số mà có thể được giải thích bởi các giá trị khác nhau của biến X, nhưng không bị tác động bởi UIR.. Tác giả giả định f(X) = 0 bởi vì không thể tìm được bất cứ một biến nào khác có ý nghĩa trong khuôn khổ lý thuyết bộ ba bất khả thi cũng như trong mô hình ổn định tài chính. Sau đó, tác giả tiếp tục điều chỉnh phương trình (2) bằng cách lấy sai phân bởi vì mỗi biến chuỗi thời gian là không dừng.
∆𝐷𝐼𝑅 = 𝛼. ∆𝑈𝐼𝑅 + 𝛽. ∆(𝐹𝑁𝐼. 𝑈𝐼𝑅) + 𝛾. ∆(𝑅𝐺𝐹. 𝑈𝐼𝑅) + 𝛿. ∆(𝑅𝐸𝑆. 𝑈𝐼𝑅) (3) Ước lượng hồi quy ở phương trình (3), chúng ta có thể có được các hệ số cần thiết α, β, δ, γ. Sau đó bằng cách nhập các hệ số này vào mô hình hồi quy ở phương trình (1) chúng ta có được độ nhạy cảm của lãi suất tức là 𝜕(DIR)/𝜕(UIR) hay là mức độ độc lập tiền tệ. Bằng cách sử dụng phương trình (1), chúng tôi có thể tính toán được mức độ đóng góp và tác động của các yếu tố: hội nhập tài chính, chế độ tỷ giá, dự trữ ngoại hối vào mức độ độc lập tiền tệ.
Ước lượng phương trình hồi quy (3) có thể dẫn đến một vấn đề ngoại sinh khi lãi suất trong nước cũng có thể tác động đến các biến giải thích như: hội nhập tài chính và dự trữ ngoại hối. Phương pháp bình phương bé nhất (OLS) không còn phù hợp nữa, chính vì vậy để có được những kết quả ước lượng hợp lý, tác giả tiến hành sử dụng phương pháp hồi quy biến công cụ GMM (Generalized Method of Moments - GMM). Trong đó sử dụng các biến ngoại sinh với các độ trễ thích hợp như là biến công cụ
đồng thời kiểm định tính đúng đắn của mô hình bằng kiểm định Sargent. Phương pháp này sẽ được chúng tôi giải thích rõ hơn ở phần dưới đây.