Với sựhiện diện của hiện tƣợng đồng liên kết đã chứng minh ở mục 4.2, chúng ta có thể thực hiện ƣớc lƣợng mơ hình VECM (Mơ hình vector hiệu chỉnh sai số) để thu đƣợc các hệ số ƣớc lƣợng dài hạn của mối liên hệ giữa lãi suất và tỷ giá hối đoái thực.
Trong nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010), Mơ hình VECM đƣợc ƣớc lƣợng dựa trên một vector đồng liên kết, bởi “phƣơng pháp hai giai đoạn” đƣợc đề nghị bởi S&L. Giai đoạn đầu là ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn. Có một vector đồng liên kết đƣợc tìm thấy từ kiểm định S&L nên VECM sẽ sử dụng một phƣơng trình, ƣớc lƣợng bằng phƣơng pháp Jonhansen mở rộng. Giai đoạn thứ hai sẽ ƣớc lƣợng mơ hình tổng
thể bằng phƣơng pháp OLS, trong đó bao gồm vector đồng liên kết đã đƣợc xác định trong giai đoạn đầu cũng nhƣ các biến ngoại sinh.
Với bằng chứng về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ, phƣơng trình dài hạn biểu diễn cho mối quan hệ này sẽ đƣợc ƣớc lƣợng và kết qủa cụ thể đƣợc trình bày trong Bảng 4.6.
Với độ trễ tối ƣu là một theo tiêu chuẩn AIC, bài viết đi tiến hành xác định phƣơng trình dài hạn với kết luận từ S&L test là có một mối quan hệ đồng liên kết. Từ kết quả ở bảng 4.5., ta có thể nhận xét rằng:
Phƣơng trình đồng liên kết mà chúng ta nhận đƣợc ở trên có vai trị biểu diễn mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ khi các biến này đạt đến trạng thái cân bằng trong dài hạn. Thứ nhất, từ phƣơng trình trên có thể thấy hệ số của biến lãi suất thực Việt Nam (vn_lt) là có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và mang dấu âm. Điều này hàm ý rằng trong dài hạn khi các biến này đạt trạng thái cân bằng, lãi suất thực của Việt Nam có tác động ngƣợc chiều lên tỷ giá hối đối thực giữa Việt Nam và Mỹ. Điều này phù hợp với kỳ vọng của bài nghiên cứu, khi kỳ vọng hệ số của lãi suất thực trong nƣớc là âm nhƣ đã trình bày ở mục 2.3. Điều đó có nghĩa rằng một sự gia tăng trong lãi suất thực của Việt Nam có liên hệ với một sự tăng giá VNĐ. Kết quả trên có sự khơng tƣơng đồng với nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) khi hai ông ƣớc lƣợng đƣợc hệ số trong dài hạn của lãi suất thực trong nƣớc (Nƣớc Anh) là 0.02 và có ý nghĩa thống kê.
Điều thứ hai mà ta có thể thấy từ phƣơng trình dài hạn đó là hệ số của lãi suất thực của Mỹ có ý nghĩa thống kê và mang dấu âm. Kết qủa này cho chúng ta một kết luận về tƣơng quan ngƣợc chiều giữa hai biến. Dấu của biến này khác với kỳ vọng ở mục 2.3 khi hệ số của lãi suất thực nƣớc ngoài là dƣơng. Kết qủa của Byrne và Nagayasu (2010) đã đƣa ra kết qủa đồng tình với kỳ vọng đó với hệ số của lãi suất của Mỹ là -0,043 và có ý nghĩa thống kê.
Tuy nhiên, kỳ vọng của bài nghiên cứu thực chất là kỳ vọng chênh lệch lãi suất thực có quan hệ ngƣợc chiều với tỷ giá thực. Do đó, kết quả vẫn phù hợp vì chênh lệch lãi suất thực là tƣơng quan âm và có ý nghĩa thống kê, hay nói cách khác, các ƣớc lƣợng này phù hợp với mối quan hệ giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất, chỉ ngoại trừ trƣờng hợp điểm gãy D2008M6, khi mà độ lớn giá trị tuyệt đối của biến lãi suất thực dài hạn ở Mỹ lớn hơn ở Việt Nam. Trong cả ba trƣờng hợp thay thế lần lƣợt các điểm gãy thì tất cả các hệ số của lãi suất thực đều có ý nghĩa thống kê.
Bảng 4.6. Phƣơng trình đồng liên kết giữa Lãi suất thực, tỷ giá của Việt Nam và Mỹ
PHƢƠNG TRÌNH ĐỒNG LIÊN KẾT
====================================
ec1(t-1) ec1(t-1) ec1(t-1) ---------------------- ---------------------- ---------------------- VN (t-1) | 1.000 VN (t-1) | 1.000 VN (t-1) | 1.000 | (0.000) | (0.000) | (0.000) | {0.000} | {0.000} | {0.000} | [0.000] | [0.000] | [0.000] Vn_lt(t-1) | -0.125*** Vn_lt(t-1) | -0.112*** Vn_lt(t-1) | -0.110*** | (0.011) | (0.016) | (0.014) | {0.000} | {0.000} | {0.000} | [-11.206] | [-7.127] | [-8.075] US_lt(t-1) | -0.083*** US_lt(t-1) | -0.133*** US_lt(t-1) | -0.090 *** | (0.025) | (0.037) | (0.033) | {0.001} | {0.000} | {0.006} | [-3.346] | [-3.567] | [-2.750] D2008M6(t-1)| 1.192 D2008M12(t-1)| -0.545 D2011M1(t-1)| 0.069 | (0.089) | (0.110) | (0.060) | {0.000} | {0.000} | {0.249} | [13.332] | [-4.933] | [1.152] CONST | -8.691 CONST | -8.599 CONST | -8.786 | (0.124) | (0.185) | (0.157) | {0.000} | {0.000} | {0.000} | [-70.296] | [-46.563] | [-56.072]
Trong đó, (.) là Std. Dev. (độ lệch chuẩn); {.} là giá trị p-value và [.] là giá trị t-statistics.Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Nhƣ vậy, trong mục này, chúng ta đã xác định đƣợc rằng chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực dài hạn của Việt Nam và Mỹ có mối liên hệ đồng liên kết trong dài hạn, đồng thời cũng cho ta thấy tác động của điểm gãy cấu trúc trong việc kiểm định tính dừng cũng nhƣ kiểm định đồng liên kết giữa các biến.
Tiếp theo, ta sẽ nghiên cứu với bộ dữ liệu gồm tỷ giá thực của Việt Nam và Mỹ, Lãi suất thực ngắn hạn của Việt Nam và Mỹ để xem có sự khác biệt nào khơng với chuỗi trong dài hạn.
Lặp lại các bƣớc tƣơng tự nhƣ với lãi suất dài hạn. Bảng 4.6 cho thấy kết quả từ kiểm định đồng liên kết theo Johansen Trace test.
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo Johansen Trace test
Gỉa thuyết H0 H0: r=0 H0: r=1 H0= r=2 lag
Ex ante inflation
VN, Vn_st, US_st 28.12[0.2391] 13.79[0.3109] 2.24[0.7290] 3
Ghi chú: Chiều dài của chuỗi dữ liệu kéo dài từ tháng 4/2002 đến tháng 4/2014. Các giá trị p_value được ghi nhận trong dấu [.]. Độ trễ được xác định bởi tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ AIC với độ trễ tối đa là 12. Kiểm định đồng liên kết Johansen trace test có tính đến hệ số chặn trong vector đồng liên kết.
Nhƣ vậy, nhìn vào bảng 4.6, kiểm định Johansen Trace test đã không bác bỏ giả thuyết H0 và do đó, theo kiểm định truyền thống này, khơng có mối quan hệ đồng liên kết nào giữa các biến tỷ giá thực, và lãi suất thực ngắn hạn giữa Việt Nam và Mỹ.
Tiếp theo, bảng 4.7 sẽ cho chúng ta kết quả kiểm định theo S&L với việc đƣa điểm gãy vào trong kiểm định đồng liên kết. Một lần nữa, các điểm gãy đã đƣợc xác định nhƣ mục 4.1. và ký hiệu lần lƣợt của các biến giả tƣơng ứng với 3 điểm gãy tháng 1 năm 2011, tháng 8 năm 2008 và tháng 8 năm 2007 là D2011M1, D2008M8, D2007M8.
Bảng 4.8.Kết quả kiểm định đồng liên kết theo S&L test
Gỉa thuyết H0 H0: r=0 H0: r=1 H0= r=2 lag
Ex ante inflation
VN, Vn_st, US_st, d2011m1 23.02[0.0701]* 5.98[0.4439] 0.18[0.7342] 3 VN, Vn_st, US_st, d2008m8 24.98[0.0389]** 10.04[0.1176] 0.63[0.4844] 3 VN, Vn_st, US_st, d2007m8 26.73[0.0223]*** 11.42[0.0695] 0.58[0.5040] 3
Ghi chú: Các giá trị p_value được ghi nhận trong dấu [.]. Độ trễ được xác định bởi tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ AIC với độ trễ tối đa là 12. Kiểm định đồng liên kết S&L có tính đến hệ số chặn trong vector đồng liên kết. Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Nhƣ vậy, có vẻ đối với lãi suất thực ngắn hạn, điểm gãy cấu trúc đã cải thiện kết quả của Johansen trace test. Cụ thể, cả ba điểm gãy đƣợc đƣa vào hồi quy cho kết quả bác bỏ giả thuyết H0 là khơng có mối quan hệ đồng liên kết nào. Điều đó cho thấy vai trị của chúng trong việc phát hiện và khắc phục sự sai lệch trong các kiểm định truyền thống. Mặc dù giá trị p-value của trƣờng hợp biến giả D2011M1, D2007M8 chỉ là 0.0701 và 0.0724 hay có ý nghĩa 7% và của D2008M6 là 0.0389 hay có ý nghĩa 4%, nhƣng cũng cho thấy đƣợc vai trò của điểm gãy trong kiểm định đồng liên kết.
Sau khi đã xác định đƣợc số lƣợng quan hệ đồng liên kết thơng qua kiểm định S&L có xét điểm gãy. Ta sẽ tính tốn độ trễ tối ƣu theo tiêu chuẩn AIC với độ trễ tối đa là 12, ta có đƣợc độ trễ tối ƣu là hai. Và phƣơng trình đồng liên kết nhƣ bảng 4.8.
Bảng 4.9. Phƣơng trình đồng liên kết giữa Lãi suất thực, tỷ giá của Việt Nam và Mỹ
PHƢƠNG TRÌNH ĐỒNG LIÊN KẾT
====================================
ec1(t-1) ec1(t-1) ec1(t-1) ---------------------- ----------------------- ---------------------- VN (t-1) | 1.000 VN (t-1) | 1.000 VN (t-1) | 1.000 | (0.000) | (0.000) | (0.000) | {0.000} | {0.000} | {0.000} | [0.000] | [0.000] | [0.000] Vn_st(t-1) | -0.036*** Vn_st(t-1) | -0.034*** Vn_st(t-1) | -0.023*** | (0.006) | (0.006) | (0.004) | {0.000} | {0.000} | {0.000} | [-5.808] | [-6.057] | [-5.178] US_st(t-1) | 0.005 US_st(t-1) | 0.008 US_st(t-1) | 0.018*** | (0.009) | (0.008) | (0.007) | {0.615} | {0.364} | {0.006} | [0.502] | [0.908] | [2.725] D2011M1(t-1)| -0.008 D2008M8(t-1)| 0.265 D2007M8(t-1)| 0.257 | (0.0031) | (0.051) | (0.034) | {0.796} | {0.000} | {0.000} | [-0.259] | [5.190] | [7.487] CONST | -9.960 CONST | -9.972 CONST | -10.041 | (0.044) | (0.039) | (0.031) | {0.000} | {0.000} | {0.000} | [-226.674] | [-253.257] | [-322.319]
Trong đó, (.) là Std. Dev. (độ lệch chuẩn); {.} là giá trị p-value và [.] là giá trị t-statistics. Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Từ phƣơng trình đồng liên kết trên, với cả ba trƣờng hợp của điểm gãy là tháng 1 năm 2011 và tháng 8 năm 2008 và tháng 8 năm 2007. Ta có thể thấy rằng, hệ số của biến lãi suất thực ngắn hạn của Việt Nam tỷ lệ nghịch với biến tỷ giá thực với giá trị -0.036, - 0.034 và -0.023 với mức ý nghĩa 1% . Điều này cũng giống nhƣ trƣờng hợp của lãi suất
thực dài hạn đã trình bày, mối tƣơng quan nghịch cho thấy một sự gia tăng trong lãi suất thực ngắn hạn liên quan đến sự tăng giá của VNĐ. Dấu âm cũng nhƣ kỳ vọng đã trình bày ở mục 2.3.
Mặt khác, hệ số của biến lãi suất thực ngắn hạn của Mỹ cũng mang dấu dƣơng cho các phƣơng trình nhƣng chỉ có ý nghĩa thống kê 1% chỉ duy nhất phƣơng trình với điểm gãy là D2007M8. Khác với trƣờng hợp của lãi suất thực dài hạn của Mỹ, dấu của biến là cùng với kỳ vọng. Tuy nhiên, các kết quả này vẫn phù hợp với mối quan hệ tỷ giá thực của đồng nội tệ và chênh lệch lãi suất thực. Do chỉ có ý nghĩa với một trƣờng hợp nhƣng ta vẫn có thể kỳ vọng dấu của biến lãi suất thực ngắn hạn là thỏa mãn kỳ vọng. Dấu của các ƣớc tính này phù hợp với mối quan hệ về lý thuyết giữa tỷ giá thực dài hạn và chênh lệch lãi suất thực.
Nhƣ vậy, sau khi kiểm định nghiệm đơn vị, đồng liên kết cũng nhƣ xác định phƣơng trình đồng liên kết của các biến giữa Việt Nam và Mỹ. Ta có thể đƣa ra kết luận rằng:
- Điểm gãy cấu trúc khi tham gia vào kiểm định nghiệm đơn vị đã cho ta kết quả
khác so với kiểm định truyền thống. Cụ thể là S&L cho rằng đó là chuỗi lãi suất thực dài hạn của Mỹ dừng ở bậc gốc, tuy nhiên chỉ ở mức 5%. Điều này đã khác phục sai lệch trong phƣơng pháp truyền thống nhƣ ADF.
- Khi kiểm định đồng liên kết, riêng trƣờng hợp lãi suất thực ngắn hạn, trong khi
kiểm định Johansen cho rằng khơng có mối liên hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của Mỹ và Việt Nam, S&L đã khắc phục và đƣa ra đƣợc bằng chứng khá thuyết phục về sự tồn tại phƣơng trình đồng liên kết giữa các biến với mức ý nghĩa 5%. Đây có thể coi là minh chứng cho vai trò của điểm gãy trong kiểm định đồng liên kết so với các kiểm định truyền thống nhƣ Johansen.
- Mặc dù dấu của biến lãi suất thực dài của Việt Nam và Mỹ đều có ý nghĩa thống
kê , nhƣng dấu của biến lãi suất thực dài hạn của Mỹ lại mang dấu âm khác với kỳ vọng ở mục 2.3, nhƣng khi kiểm định cho lãi suất thực ngắn hạn, ta có thể
nhận thấy một dấu hiệu khả quan khi mà dấu của biến lãi suất thực ngắn hạn của Mỹ đã mang dấu dƣơng nhƣ kỳ vọng ở mục 2.3 mặc dù hệ số chỉ có ý nghĩa thống kê ở một điểm gãy.
Tóm lại, đối với trƣờng hợp ở Việt Nam, có thể kết luận là tất cả các chuỗi là khơng dừng khi có xét điểm gãy ngoại trừ lãi suất thực dài hạn của Mỹ, có tồn tại mối liên hệ trong dài hạn thơng qua phƣơng trình đồng liên kết. Bên cạnh đó, điểm gãy cấu trúc đã thể hiện đƣợc vài trò tƣơng đối rõ ràng của mình trong quá trình kiểm định với kiểm định tính dừng và kiểm định đồng liên kết.
Dấu của lãi suất thực dài hạn của Việt Nam có mối tƣơng quan âm nhƣ kỳ vọng. Điều này cho thấy rằng sự gia tăng trong lãi suất thực dài hạn dẫn đến sự tăng giá của VND. Lý giải cho điều này có thể do sự thu hút vốn từ nƣớc ngồi làm tăng cầu nội tệ trong khi nhà nƣớc đƣa ra chính sách liên quan đến quản lý lạm phát.