Để xem xét liệu có tồn tại hay khơng mới quan hệ đồng liên kết (mối quan hệ dài hạn) giữa các biến khi có sự hiện diện của các điểm gãy cấu trúc do các sự kiện kinh tế ảnh hưởng đến chuỗi dữ liệu, tác giả áp dụng phương pháp kiểm định đường bao (Bound test) bằng mơ hình phân phới trễ tự hồi quy (ARDL: Autoregressive Distributed Lag).
Theo Pesaran (1997), phương pháp ARDL có nhiều ưu điểm hơn so với các phương pháp kiểm định đồng liên kết khác:
- Thứ nhất, trong trường hợp sớ lượng mẫu khơng q lớn, mơ hình ARDL là cách tiếp cận có ý nghĩa thớng kê hơn để kiểm định tính đồng liên kết, trong khi đó kiểm định đồng liên kết của Johansen yêu cầu số mẫu lớn hơn để đạt được độ tin cậy.
- Thứ hai, trái với các phương pháp thông thường để tìm mới quan hệ dài hạn, phương pháp ARDL khơng ước tính hệ phương trình, thay vào đó, phương pháp
này chỉ ước lượng một phương trình duy nhất.
- Thứ ba, các phương pháp đồng liên kết khác yêu cầu các biến hồi quy được đưa vào liên kết có độ trễ như nhau thì trong cách phương pháp ARDL, các biến hồi quy có thể dung nạp các độ trễ tối ưu khác nhau.
- Thứ tư, phương pháp ARDL không yêu cầu các biến phải dừng ở cùng bậc. Trong một sớ trường hợp có sự hồi nghi về vấn đề nghiệm đơn vị hoặc tính dừng của chuỗi dữ liệu (các biến có thể dừng ở bậc 0 hoặc bậc 1), thì việc áp dụng phương pháp ARDL là thích hợp nhất cho nghiên cứu thực nghiệm.
Đối với việc thực hiện kiểm định đường bao bằng mơ hình ARDL để xác định mới quan hệ dài hạn giữa các biến, chuỗi dữ liệu cần thỏa mãn điều kiện khơng có biến nào tích hợp ở bậc 2 (vì các hồi quy liên quan có thể là giả mạo nếu các biến dừng tại sai phân bậc 2). Dựa trên kết quả kiểm định tại Bảng 4.2 bên trên, hai biến tỷ giá thực hiệu lực đa phương và giá dầu đều tích hợp tại sai phân bậc 1, kể cả trong điều kiện bình thường hay trong trường hợp có sự hiện diện của điểm gãy cấu trúc. Nghĩa là, khơng có biến nào dừng tại sai phân bậc 2 trong chuỗi dữ liệu nghiên cứu. Như vậy, điều kiện để áp dụng phương pháp ARDL đã được thỏa mãn.
Lựa chọn độ trễ phù hợp là yêu cầu bắt buộc để áp dụng kiểm định đường bao. Để thực hiện điều này, tác giả sử dụng phương pháp AIC (Akaike Information Criteria) để chọn độ trễ tối ưu của các biến. Lütkepohl (2006) đề xuất rằng nên áp dụng AIC để chọn độ trễ vì phương pháp này cung cấp những kết quả tốt hơn so với các phương pháp LR (Log-likelihood Radio), FPE (Final Prediction Error), SIC (Schwarz Information Criterion) và HQIC (Hannan–Quinn Information Criterion). Độ trễ bằng 1 được chọn theo giá trị tối thiểu của AIC đối với biến phụ thuộc lnREER của mơ hình được trình bày tại cột thứ hai của Bảng 4.3. Đối với biến phụ thuộc lnOP của mơ hình được trình bày tại cột thứ ba của Bảng 4.3, độ trễ được chọn là 2.
Bước tiếp theo là tính tốn Thớng kê-F theo kiểm định đường bao để xem xét mối quan hệ dài hạn giữa hai biến tỷ giá thực hiệu lực đa phương và giá dầu. Tác giả sử dụng giá trị giới hạn của các đường bao theo Pesaran (2001) cho mẫu nghiên cứu gồm 264 quan sát.
Bảng 4.3. Phân tích đồng liên kết bằng kiểm định đường bao
Mơ hình ước lượng FREER(ln REERt/ ln OPt) FOP(ln OPt/ ln REERt)
Độ trễ tối ưu (1,4) (2,0)
Điểm gãy cấu trúc T04-2001 T08-2013
Thống kê-F 2.896 2.190
Giá trị giới hạn Giới hạn dưới Giới hạn dưới
Mức ý nghĩa 1% 6.84 6.84 Mức ý nghĩa 5% 4.94 4.94 Mức ý nghĩa 10% 4.04 4.04 R2 0.0664 0.0773 Adjusted-R2 0.0443 0.0664 Thống kê-F 3.00* 7.14* Durbin–Watson 1.960901 2.00737
Lưu ý: Độ trễ tối ưu được xác định bằng phương pháp AIC. * Mức ý nghĩa 1%.
Bằng chứng thực nghiệm từ Bảng 4.3 cho thấy Thống kê-F (Thống kê-F = 2.896) trong mơ hình khi biến giá dầu được sử dụng là biến tác động (biến tỷ giá thực hiệu lực đa phương là biến phụ thuộc) nhỏ hơn giá trị giới hạn dưới tại tất cả các mức ý nghĩa. Điều này hàm ý rằng sự biến động của biến giá dầu không dẫn dắt sự biến động của biến tỷ giá hới đối trong dài hạn.
Tương tự, Thống kê-F (Thớng kê-F = 2.190) trong mơ hình khi biến tỷ giá thực hiệu lực đa phương được sử dụng là biến tác động (biến giá dầu là biến phụ thuộc) cũng nhỏ hơn giá trị giới hạn dưới tại tất cả các mức ý nghĩa. Như vậy, sự biến động của biến tỷ giá hới đối cũng khơng dẫn dắt biến động của biến giá dầu trong dài hạn. Các kết quả trên cho thấy rằng sự biến động của biến giá dầu không dẫn dắt sự biến động của biến tỷ giá hới đối trong dài hạn; và biến động của biến tỷ giá hới đối cũng khơng dẫn dắt biến động của biến giá dầu trong dài hạn với trường hợp của Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu từ tháng 01/1995 đến tháng 12/2016.