CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực
4.1.3. Đánh giá mối quan hệ trong dài hạn và kiểm định tính ổn định của mơ
cứu là hoàn toàn hợp lý và đã mang lại kết quả kiểm định hữu hiệu.
Như vậy cho tới thời điểm này, bài viết đã đi tìm mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực trường hợp Việt Nam và Mỹ dựa trên hai hướng tiếp cận có xem xét và khơng xem xét đến điểm gãy cấu trúc và đã đưa ra được bằng chứng vững chắc về mối quan hệ dài hạn giữa hai biến số kinh tế này. Giống như những luận điểm đã được các nhà kinh tế học như Perron (1989) hay Byrne và Nagayasu (2010) đề cập đến trong các bài nghiên cứu của mình về mức độ ảnh hưởng của điểm gãy cấu trúc có thể làm sai lệch kết quả kiểm định, bài viết cũng đã nêu bật tầm quan trọng của điểm gãy cấu trúc trong các bước tiến hành kiểm định khi so sánh với kết quả kiểm định khơng có xem xét đến điểm gãy.
4.1.3. Đánh giá mối quan hệ trong dài hạn và kiểm định tính ổn định của mơ hình hình
Sau khi tìm được bằng chứng khẳng định tồn tại mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến số, bài viết đánh giá hệ thống trong mơ hình VECM và đưa ra các đánh giá dài hạn cho mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực.
Từ kết quả kiểm định đồng liên kết S&L có xem xét đến điểm gãy cấu trúc, bài viết tìm ra được hai điểm gãy có tác động lên việc ước lượng mối quan hệ dài hạn của các chuỗi dữ liệu, đó là điểm tháng 2/2011 của chuỗi tỷ giá thực và tháng 6/2008 của chuỗi lãi suất thực Việt Nam. Tuy nhiên, điểm gãy tháng 6/2008 có tác động tới việc ước lượng mối quan hệ dài hạn của các cặp (q, r, r*) và (q, r) trong cả hai trường hợp lạm phát hậu nghiệm và lạm phát tiền nghiệm, trong khi đó điểm gãy tháng 2/2011 chỉ tác động tới việc ước lượng mối quan hệ dài hạn của cặp (q, r, r*) trong trường hợp lạm phát hậu nghiệm và (q, r) trong trường hợp lạm phát tiền nghiệm. Do đó, khi đưa yếu tố điểm gãy cấu trúc vào mơ hình để ước lượng các tham số cho các chuỗi dữ liệu, bài viết sẽ lựa chọn điểm gãy là tháng 6/2008 của chuỗi lãi suất thực Việt Nam.
Bảng 4.7. Kết quả ước lượng phương trình dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực trường hợp Việt Nam và Mỹ
Biến Ex ante Ex post
q 1.000 [0.000] 1.000 [0.000]
r 10.586 [0.043] 5.646 [0.001]
r* -10.343 [0.312] -0.973 [0.759]
shift 6/2008 -2.277 [0.004] -0.608 [0.012]
const -12.174 [0.000] -11.003 [0.000]
Phương trình ước lượng cụ thể cho trường hợp lạm phát hậu nghiệm
Phương trình liên kết ở trên có vai trị biểu diễn mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ khi các biến số này đạt được trạng thái cân bằng trong dài hạn. Hệ số ước lượng của tỷ giá hối đoái được tiêu chuẩn hoá trong mối quan hệ dài hạn, và kết quả hồi quy thu được trong bảng kết quả 4.7 là hoàn toàn phù hợp với mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và mức chênh lệch lãi suất thực.
Giá trị p-value của chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực Việt Nam (dựa trên hai thước đo lạm phát kỳ vọng) đều bé hơn rất nhiều so với giá trị 0.05, chứng tỏ các hệ số ước lượng của hai chuỗi biến số này đều có ý nghĩa thống kê. Các giá trị ước lượng của hai biến số này trái dấu biểu thị mối tương quan ngược chiều giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực Việt Nam. Điều này cho thấy một sự gia tăng trong lãi suất của Việt Nam sẽ thu hút ngoại tệ đầu tư vào trong nước, do đó cung ngoại tệ tăng đồng nghĩa với đồng Dollar Mỹ mất giá và đi kèm với sự sụt giảm trong tỷ giá hối đoái. Cụ thể trong trường hợp lãi suất thực hậu nghiệm, khi lãi suất thực Việt Nam tăng 1%, tỷ giá thực sẽ điều chỉnh giảm một khoảng tương ứng là 5.646%.
Còn đối với chuỗi lãi suất thực Mỹ, hệ số ước lượng từ mơ hình có giá trị p-value là lớn hơn 0.05 khơng có ý nghĩa thống kê. Kết quả này không đưa ra được một kết luận rõ ràng về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Mỹ. Tuy nhiên theo kỳ vọng dấu mơ hình ước lượng được giữa q và r*, mối tương quan giữa hai biến số này là cùng chiều, đồng nghĩa với việc khi lãi suất thực trong dài hạn của Mỹ tăng cao hơn Việt Nam, tỷ giá thực sẽ gia tăng một khoảng tương ứng. Kết quả thu được trong trường hợp Việt Nam và Mỹ có sự tương đồng với kết quả trường hợp Anh và Mỹ trong bài nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010), tỷ giá hối đoái thực tương quan nghịch chiều với lãi suất thực trong nước và tương quan cùng chiều với lãi suất thực nước ngoài.
Sau khi ước lượng phương trình dài hạn giữa các biến số bằng mơ hình VECM, bài viết sử dụng phương pháp đệ quy đưa ra bởi Johansen (1995) và Hansen & Johansen (1999) để kiểm định sự ổn định của mơ hình. Kết quả trình bày trong hình 5 và hình 6. Ước lượng đệ quy đơn giản của các eigenvalue với khoảng tin cậy 95% (Johansen, 1995) để kiểm tra sự tồn tại của đồng liên kết qua thời gian.
A. Recursive eigenvalues
B. -statistics
Hình 4.5. Kết quả kiểm định tính ổn định của mơ hình VECM với lãi suất tiền nghiệm. A. Recursive eienvalues. B. -statistics.
A. Recursive eigenvalues
B. -statistics
Hình 4.6. Kết quả kiểm định tính ổn định của mơ hình VECM với lãi suất hậu nghiệm. A. Recursive eienvalues. B. -statistics.
Nhìn vào hình 4.5 và hình 4.6, chúng ta có thể thấy được ở phương pháp recursive eigenvalues, các giá trị eigenvalue dao động nhẹ và đều nhỏ hơn đường giới hạn đơn vị 1 và đồng thời các giá trị thống kê t của kiểm định đều nhỏ hơn giá trị tới hạn (đường biểu diển t-statistic nằm dưới đường nằm ngang đứt khúc t-critical) cho cả hai trường hợp lãi suất tiền nghiệm và lãi suất hậu nghiệm. Điều này cho thấy hệ số ước lượng là đáng tin cậy, mơ hình là ổn định và phù hợp.