4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng
Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng được cho là tốt hơn so với kiểm định nghiệm đơn vị với chuỗi thời gian. Bởi các biến dữ liệu chéo có khả năng làm gia tăng giá trị của kết quả kiểm định và giảm bớt khả năng bác bỏ giả thiết H0 phát biểu rằng có một nghiệm đơn vị. Điều này đã được chứng minh trong các
nghiên cứu của Frankel và Rose (1996), Koedijk và cộng sự (1998), Papell và cộng sự (1998), Joseph và David (2005), Kalyoncu và Kalyoncu (2008). Kiểm định
nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng đối với tỷ giá hối đoái thực của các quốc gia Đông Nam Á theo phương pháp tiếp cận tỷ giá hối đoái thực trong giai đoạn tháng
1 năm 1995 đến tháng 6 năm 2013, được trình bày trong bảng 4.1 và 4.2.
Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng đối với tỷ giá hối đoái thực các quốc gia
trong giai đoạn tháng 1/995 – tháng 6/2013 (Đô la Mỹ là đồng tiền cơ sở)
Common root Individual root Individual root
Thời kì Levin, Lin & Chu t-stat
Im, Pesaran & Shin W-stat ADF – Fisher Chi-square 1/1995 – 6/2013 -2.152** (0.015) 0.368 (0.643) 15.103 (0.654)
Ghi chú: ***, ** và * thể hiện có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Xác suất kiểm định Fisher được tính tốn bằng cách sử dụng phân phối tiệm cận Chi bình
phương. Các kiểm định khác dựa trên phân phối tiệm cận thông thường. Giá trị
trong ngoặc đơn trình bày giá trị p-value tương ứng. Commot root nghĩa là hệ số tự tương quan AR phải giống nhau đối với tất các các chuỗi trong dữ liệu bảng.
Individual root nghĩa là nghĩa là hệ số tự tương quan AR có thể khác nhau đối với các chuỗi trong dữ liệu bảng.
Bảng 4.2: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng đối với tỷ giá hối đoái thực các quốc gia
trong giai đoạn tháng 1/995 – tháng 6/2013 (Yên Nhật là đồng tiền cơ sở)
Common root Individual root Individual root
Thời kì Levin, Lin & Chu t-stat
Im, Pesaran & Shin W-stat
ADF – Fisher Chi- square 1/1995 – 6/2013 1.224 (0.889) -1.143 (0.126) 25.775 (0.105)
Ghi chú: ***, ** và * thể hiện có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Xác suất kiểm định Fisher được tính tốn bằng cách sử dụng phân phối tiệm cận Chi bình
phương. Các kiểm định khác dựa trên phân phối tiệm cận thông thường. Giá trị
trong ngoặc đơn trình bày giá trị p-value tương ứng. Commot root nghĩa là hệ số tự tương quan AR phải giống nhau đối với tất các các chuỗi trong dữ liệu bảng.
Individual root nghĩa là nghĩa là hệ số tự tương quan AR có thể khác nhau đối với các chuỗi trong dữ liệu bảng.
Kết quả trong bảng 4.1 và 4.2 cho thấy các kiểm định dữ liệu bảng này thất bại trong việc bác bỏ giả thiết có nghiệm đơn vị đối với chuỗi gốc trong giai đoạn từ tháng 1 năm 1995 đến tháng 6 năm 2013 (chỉ trừ trường hợp kiểm định Levin, Lin và Chu đối với dữ liệu bảng khi Đô la Mỹ là đồng tiền cơ sở tại mức ý nghĩa là 5%), Do đó cho thấy sự hiện diện của nghiệm đơn vị trong tỷ giá hối đối thực đối với 9 quốc gia Đơng Nam Á. Nghĩa là tại các quốc gia này, thuyết ngang giá sức mua
theo hình thức tuyệt đối khơng tồn tại. Bởi có nhiều yếu tố ngăn cản ngang giá sức mua trên thực tế ngoài chênh lệch lạm phát, tỷ giá hối đối cịn chịu ảnh hưởng của các yếu tố khác: sai biệt trong lãi suất, mức thu nhập, các biện pháp kiểm sốt của chính phủ hoặc khơng có hàng hóa thay thế cho hàng nhập khẩu. Sự khác biệt trong cách tính tốn chỉ số giá của các nước cũng là một lí do để lí giải vấn đề này, cụ thể như sự khác biệt trong cơ cấu rổ hàng hóa dùng để tính CPI, ví dụ vào năm 2006, tỷ trọng hàng hóa nhóm 1 (hàng ăn và dịch vụ ăn uống) của Việt Nam chiếm 42.85%, trong khi đó Philippines 46.58% (áp dụng từ năm 2000), Thái Lan 36.06% (áp dụng từ năm 2002), Singapore 23% (áp dụng từ năm 2004).
Bên cạnh đó, đề tài mở rộng bằng cách tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị
dữ liệu bảng trong giai đoạn từ sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997
đến trước cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu năm 2008 và giai đoạn từ sau cuộc
khủng hoảng tài chính tồn cầu năm 2008 trở đi, để trả lời câu hỏi liệu có sự khác biệt trong việc tồn tại ngang giá sức mua giai đoạn trước và sau các cuộc khủng
hoảng này hay không. Bởi lẽ, các điểm đứt quãng cấu trúc thường được đưa vào
nghiên cứu trong các kiểm định ngang giá sức mua tại các nước Đông Nam Á và cả tại các nước khác trên thế giới (Zumaquero (2002), Nusair (2004), Papell và Prodan (2005), Caporale và Gil-Alana (2010)). Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng đối với tỷ giá hối đoái thực của các quốc gia Đông Nam Á trong giai đoạn
tháng 7 năm 1997 đến tháng 8 năm 2008 và giai đoạn tháng 9 năm 2008 đến tháng 6 năm 2013, được trình bày trong bảng 4.3 và 4.4
Bảng 4.3: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng đối với tỷ giá hối đoái thực các quốc gia trong giai đoạn
tháng 7/997 – tháng 8/2008 và tháng 9/2008 – 6/2013 (Đô la Mỹ là đồng tiền cơ sở)
Common root Individual root Individual root
Thời kì Levin, Lin & Chu t-stat
Im, Pesaran & Shin W-stat ADF – Fisher Chi-square 7/1997 – 8/2008 -3.180*** (0.000) -1.998*** (0.022) 55.342*** (0.000) 9/2008 – 6/2013 -1.047 (0.147) -1.242 (0.107) 23.623 (0.167)
Ghi chú: ***, ** và * thể hiện có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Xác suất kiểm định Fisher được tính tốn bằng cách sử dụng phân phối tiệm cận Chi bình
phương. Các kiểm định khác dựa trên phân phối tiệm cận thông thường. Giá trị
trong ngoặc đơn trình bày giá trị p-value tương ứng. Commot root nghĩa là hệ số tự tương quan AR phải giống nhau đối với tất các các chuỗi trong dữ liệu bảng.
Individual root nghĩa là nghĩa là hệ số tự tương quan AR có thể khác nhau đối với các chuỗi trong dữ liệu bảng.
Bảng 4.4: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng đối với tỷ giá hối đoái thực các quốc gia trong giai đoạn
tháng 7/997 – tháng 8/2008 và tháng 9/2008 – 6/2013 (Yên Nhật là đồng tiền cơ sở)
Common root Individual root Individual root
Thời kì Levin, Lin & Chu t-stat
Im, Pesaran & Shin W-stat
ADF – Fisher Chi- square 7/1997 – 8/2008 -1.900** (0.028) -1.980** (0.023) 34.961*** (0.009) 9/2008 – 6/ 2013 -0.022 (0.491) -1.139 (0.127) 46.961*** (0.000)
Ghi chú: ***, ** và * thể hiện có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Xác suất kiểm định Fisher được tính tốn bằng cách sử dụng phân phối tiệm cận Chi bình
phương. Các kiểm định khác dựa trên phân phối tiệm cận thông thường. Giá trị
trong ngoặc đơn trình bày giá trị p-value tương ứng. Commot root nghĩa là hệ số tự tương quan AR phải giống nhau đối với tất các các chuỗi trong dữ liệu bảng.
Individual root nghĩa là nghĩa là hệ số tự tương quan AR có thể khác nhau đối với các chuỗi trong dữ liệu bảng.
Tại các quốc gia Đông Nam, ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng tài chính năm 1997 đặc biệt nghiêm trọng. Bởi xuất phát điểm của cuộc khủng hoảng này là từ
Thái Lan, vào tháng 7 năm 1997. Trong đó, Indonesia, và Thái Lan là những nước bị ảnh hưởng mạnh nhất bởi cuộc khủng hoảng này. Malaysia, Lào, và Philippines cũng bị ảnh hưởng bởi sự sụt giá đột ngột. Song song đó, cuộc khủng hoảng tài
chính tồn cầu vừa diễn ra những năm qua cũng tác động khơng nhỏ đến tình hình kinh tế - xã hội của các quốc gia Đông Nam Á này. Do đó, đề tài này sử dụng cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á và khủng hoảng tài chính tồn cầu như hai điểm đứt quãng cấu trúc, và tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng giai
đoạn tháng 7/1997 đến tháng 8/2008; và từ tháng 9/2008 đến tháng 6 năm 2013. Đây là những mẫu dữ liệu nhỏ hơn so với mẫu dữ liệu ban đầu.
Đối với giai đoạn tháng 7/1997 đến tháng 8/2008, kết quả kiểm định đáng
1/1995 đến tháng 6/2013), thuyết ngang giá sức mua dường như được duy trì tại 9
quốc gia Đơng Nam Á sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á và trước cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu năm 2008. Bởi kết quả kiểm định Levin, Lin và Chi, kiểm
định Im, Pesaran và Shin và kiểm định ADF-Fisher đã bác bỏ giả thiết H0 về
nghiệm đơn vị của bảng dữ liệu tỷ giá hối đối thực các quốc gia Đơng Nam Á này khi đồng tiền cơ sở là Đô la Mỹ trong giai đoạn tháng 7/1997 đến tháng 8/2008 với mức ý nghĩa là 1%; kiểm định Levin, Lin và Chi, kiểm định Im, Pesaran và Shin đã bác bỏ giả thiết H0 về nghiệm đơn vị của bảng dữ liệu tỷ giá hối đối thực các quốc gia Đơng Nam Á này khi đồng tiền cơ sở là Yên Nhật trong giai đoạn tháng 7/1997
đến tháng 8/2008 với mức ý nghĩa là 5%; kiểm định ADF-Fisher đã bác bỏ giả thiết
H0 về nghiệm đơn vị của bảng dữ liệu tỷ giá hối đoái thực các quốc gia Đông Nam Á này khi đồng tiền cơ sở là Yên Nhật trong giai đoạn tháng 7/1997 đến tháng
8/2008 với mức ý nghĩa là 1%. Kết quả này tương tự như trong các nghiên cứu trước đó, có nghĩa là, diễn biến của tỷ giá hối đoái thực sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á khác với thời kì trước khủng hoảng. Cụ thể như Choudhry (2005), Ridzuan và Ahmed (2011) đã phát hiện rằng PPP được duy trì trong tỷ giá hối đối thực tại 5 quốc gia Đông Nam Á sau năm 1997, nhưng lại khơng tìm thấy bằng
chứng về sự tồn tại của PPP trong giai đoạn trước khủng hoảng khủng hoảng Châu Á năm 1997. Tương tự như vậy, nghiên cứu của Baharumshah và cộng sự (2007) khi kiểm định dữ liệu 6 quốc gia bằng bảng dữ liệu thuần nhất, đã chấp nhận giả
thiết về nghiệm đơn vị đối với giai đoạn trước khủng hoảng Châu Á năm 1997,
nhưng lại bác bỏ giả thiết nghiệm đơn vị đối với giai đoạn hậu khủng hoảng. Từ đó khẳng định lại lần nữa kết luận rằng thuyết ngang giá sức mua được duy trì trong
thời kì hậu khủng hoảng tài chính Châu Á, nhưng đã thất bại trong việc bác bỏ giả thiết H0 về nghiệm đơn vị cho thời kì trước khủng hoảng khi tìm kiếm những bằng chứng hỗ trợ PPP cho thời kì này.
Vấn đề này có thể được lí giải như sau: Trong giai đoạn trước năm 1997,
Thái Lan và các nước Đông Nam Á nỗ lực trong việc thực hiện bộ ba bất khả thi,
và ổn định tỷ giá hối đoái bằng cách neo đồng tiền của mình với Đơ la Mỹ. Chính vì sự gắng gượng thực hiện ba chính sách trên, khi kinh tế tăng trưởng nhanh, vốn nước ngoài sẽ chảy vào trong nước gây ra áp lực tăng giá nội tệ. Khi đó, ngân hàng trung ương muốn bảo vệ chế độ tỷ giá cố định thì phải thực hiện chính sách tiền tệ nới lỏng. Song điều này có thể làm tăng lượng cung tiền trong lưu thông dẫn đến tăng tốc lạm phát. Muốn lạm phát khơng tăng tốc, thì phải thực hiện các chính sách vơ hiệu hóa – cụ thể là chính sách thanh khoản đối ứng. Song như thế thì vốn nước ngồi càng chảy vào nhiều. Từ đó, các nước trong khu vực đã gián tiếp đẩy mình
vào cuộc khủng hoảng này. Sau thời gian khủng hoảng xảy ra, kết quả kiểm định cho thấy thuyết ngang giá sức mua tồn tại trong các nước Đông Nam Á bởi các
quốc gia Đơng Nam Á đã khơng duy trì neo đồng tiền nữa, nghĩa là chính phủ các
quốc gia này đã giảm bớt các biện pháp kiểm sốt. Vì vậy, khi đồng rupee hoặc
baht, hoặc rupiah giảm 10% có thể làm tổn thương các nhà đầu tư, các doanh
nghiệp và kinh doanh trong ngắn hạn. Nhưng trong trung hạn, nó có thể là một van xả cho nền kinh tế, làm cho hàng hoá cạnh tranh hơn trên thị trường thế giới, giảm bớt tình trạng độc quyền và các rào cản thương mại.
Đối với giai đoạn tháng 9/2008 đến tháng 6/2013, các kiểm định nghiệm đơn
vị với dữ liệu dạng bảng đã chấp nhận giả thiết H0 phát biểu rằng có một nghiệm đơn vị đối với bảng dữ liệu tỷ giá hối đoái thực của các quốc gia khi Đô la Mỹ và
Yên Nhật là đồng tiền cơ sở (chỉ trừ trường hợp kiểm định ADF – Fisher đã bác bỏ giả thiết H0 phát biểu rằng có một nghiệm đơn vị đối với bảng dữ liệu tỷ giá hối đoái thực của các quốc gia khi Yên Nhật là đồng tiền cơ sở tại mức ý nghĩa 1%). Điều đó là nghĩa là thuyết ngang giá sức mua được chứng minh là không tồn tại tại
các nước Đơng Nam Á sau cuộc khủng hoảng tồn cầu năm 2008.
Tóm lại, với kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng, ta thấy thuyết ngang giá sức mua – cụ thể là hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối – không tồn tại
đối với toàn bộ mẫu dữ liệu từ tháng 1/1995 đến tháng 6/2013; nhưng tồn tại vào
giai đoạn từ sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á năm 1997 đến trước cuộc
cùng, hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối này được chứng minh là tồn tại sau cuộc khủng hoảng toàn cầu năm 2008 (từ tháng 9/2008 đến tháng 6/2013) khi Yên
Nhật là đồng tiền cơ sở, nhưng không tồn tại khi Đô la Mỹ là đồng tiền cơ sở để
kiểm định.
4.2. Kiểm định đồng liên kết với dữ liệu dạng bảng
Ở nội dung tiếp theo này, đề tài tiến hành kiểm định mối liên hệ trong dài
hạn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa và tương quan giá cả giữa các nước (với đồng tiền cơ sở là Đô la Mỹ hoặc Yên Nhật) được biết đến như là hình thức tương đối
của ngang giá sức mua bằng cách sử dụng quy trình của Pedroni (1999, 2004). Tuy nhiên, trước khi tiến hành kiểm định đồng liên kết dữ liệu bảng, ta phải thực hiện thực kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng (Kiểm định Levin, Lin và Chu, kiểm định Im, Pesaran và Shin, và kiểm định ADF-Fisher) đối với ỷ giá hối đoái
danh nghĩa và tương quan giá cả. Kết quả trình bày trong bảng 4.5.
Bảng 4.5: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng đối với tỷ giá hối đoái danh nghĩa và tương quan giá cả
Đồng tiền cơ sở là Đô la Mỹ Đồng tiền cơ sở là Yên Nhật
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa
Tương quan giá cả
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa
Tương quan giá cả Phương pháp Statistic Statistic Statistic Statistic Levin, Lin &
Chu t-stat -4.006 (0.000)*** -1.852 (0.03)** -0.826 (0.204) -1.081 (0.139) Im, Pesaran &
Shin W-stat -0.915 (0.180) 0.581 (0.719) -0.765 (0.221) 0.656 (0.744) ADF-Fisher Chi-square 23.033 (0.189) 15.544 (0.624) 20.278 (0.888) 11.090 (0.890) Ghi chú: ***, ** và * thể hiện có ý nghĩa ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%. Xác suất kiểm định Fisher được tính tốn bằng cách sử dụng phân phối tiệm cận Chi bình
phương. Các kiểm định khác dựa trên phân phối tiệm cận thông thường. Giá trị
Bảng 4.5 cho thấy các giả thiết phát biểu về việc tồn tại 1 nghiệm đơn vị
không thể bị bác bỏ (chỉ trừ trường hợp kiểm định Levin, Lin và Chu khi Đô la Mỹ là đồng tiền cơ sở tại mức ý nghĩa 1%) và vì thế các chuỗi này được phân loại là
I(1) dù Đô la Mỹ hay Yên Nhật là đồng tiền cơ sở.