STT Quốc gia Biến số ADF DF - GLS
1 Indonesia IDN_fx -5.646359*** -5.629352*** IDN_int -4.301098*** -4.338760*** 2 Nhật Bản JPN_fx -4.041414** -3.424254** JPN_int -3.689948** -1.729098 3 Malaysia MYS_fx -8.341797*** -4.592495*** MYS_int -3.551462** -3.058991* 4 Philippines PHL_fx -4.774170*** -3.339705** PHL_int -3.732759** -2.333777 5 Singapore SGP_fx -3.250634* -3.066958* SGP_int -3.231129* -3.015297* 6 Thái Lan THL_fx -8.877945*** -8.965110*** THL_int -1.635872 -1.742513 7 Việt Nam VNM_fx -8.363758*** -1.612163 VNM_int -3.498783** -2.194407
Ghi chú: (***), (**), (*) thể hiện cho khả năng bác bỏ giả thuyết H0:“biến nghiên cứu có chứa nghiệm đơn vị” ở các mức ý nghĩa lần lượt là 1%, 5% và 10%
Bảng (4.1) trình bày kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với hai biến là thay đổi tỷ giá và chênh lệch lãi suất. Hai phương pháp kiểm định đều cung cấp bằng chứng mạnh mẽ cho thấy biến thay đổi tỷ giá là dừng. Giả thuyết H0 : “chuỗi dữ
Perron Unit Root Test Sample:1992Q1 2013Q1
Null Hypothesis: THL_INT has a unit root with a structural
break in both the intercept and trend Chosen lag length: 5 (Maximum lags: 8) Chosen break point: 1998Q3
t-Statistic
liệu biến thay đổi tỷ giá có nghiệm đơn vị” đều bị bác bỏ, hầu hết là với độ tin cậy 99%. Tuy nhiên, kết quả kiểm định tính dừng đối với biến chênh lệch lãi suất thì khơng đạt được sự thống nhất như vậy. Dựa trên kết quả kiểm định tính dừng bằng phương pháp ADF, biến chênh lệch lãi suất của sáu trong số bảy quốc gia nghiên cứu là dừng (phần lớn ở độ tin cậy 95% trở lên), ngoại trừ Thái Lan; nhưng chỉ có ba quốc gia cho kết quả tương tự nếu dựa trên phương pháp DF-GLS, cụ thể là biến chênh lệch lãi suất của Nhật Bản, Philippines, Thái Lan và Việt Nam là không dừng.
Như vậy, biến chênh lệch lãi suất của Thái Lan là không dừng nếu dựa trên các phương pháp kiểm định tính dừng truyền thống. Kết quả này là hợp lý, bởi vì trong khung thời gian nghiên cứu, Thái Lan là quốc gia bắt nguồn của khủng hoảng tài chính châu Á giai đoạn 1997-1998. Đây có thể xem như là một “điểm gãy cấu trúc” làm thay đổi đặc điểm của chuỗi dữ liệu biến chênh lệch lãi suất. Như Perron (1989) đã tranh luận, “điểm gãy” này có khả năng làm sai lệch kết quả kiểm định tính dừng về hướng khơng thể bác bỏ được giả thuyết H0: “tồn tại nghiệm đơn vị”. Do đó, tính dừng của biến này tiếp tục được kiểm định bằng phương pháp của Perron (1997), do phương pháp này có xem xét đến “điểm gãy cấu trúc” có thể có trong khung thời gian nghiên cứu. Kết quả của kiểm định này được trình bày ở Hình (4.1) sau:
Perron Unit Root Test -5.283031
1% critical value: -6.32
5% critical value: -5.59
10% critical value: -5.29
Hình 4.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị bằng phương pháp Perron (1997) đối với biến chênh lệch lãi suất của Thái Lan
0.08 0.06 0.04 0.02 0 -0.02 -0.04
Giá trị thống kê t tính tốn được là -5.283, xấp xỉ bằng với giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 10% là -5.29, do đó có thể bác bỏ giả thuyết H0, có nghĩa là biến chênh lệch lãi suất của Thái Lan dừng quanh “điểm gãy”. Kết luận này được hỗ trợ bởi đồ thị biến chênh lệch lãi suất của Thái Lan so với Mỹ ở Hình (4.2):
Hình 4.2: Đồ thị chênh lệch lãi suất giữa Thái Lan và Mỹ, giai đoạn Q1/1992 – Q1/2013. Nguồn: Quỹ tiền tệ quốc tế
Điểm gãy cấu trúc được xác định bởi phương pháp của Perron (1997) là tại quý 3 năm 1998, thời điểm này phù hợp với giai đoạn xảy ra khủng hoảng tài chính châu Á, đồng thời Hình (4.2) cũng thể hiện rõ ràng có một “điểm gãy cấu trúc” trong giá trị của biến số này vào thời điểm Q3/1998.
Tóm lại, kết luận có thể rút ra được từ các kiểm định nghiệm đơn vị là các biến thay đổi tỷ giá và chênh lệch lãi suất ở các quốc gia được nghiên cứu đều dừng trong khoảng thời gian nghiên cứu, đủ điều kiện để tiến hành các bước phân tích tiếp theo mà khơng gây ra hiện tượng “hồi quy giả tạo”.
4.2 Kết quả kiểm định “Ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa” bằng phƣơng pháp Bình phƣơng nhỏ nhất
Ở phần này, lý thuyết “Ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa” được kiểm định bằng phương pháp OLS, tương tự như nhiều nghiên cứu khác đã tiến hành. Mục
1992 Q1 1994 Q1
tiêu quan trọng nhất của bước phân tích này là nhằm cung cấp những giá trị ước lượng ban đầu của β1, giúp cho việc ước lượng mơ hình CGARCH-M. Ngồi ra, do những giả định tiêu chuẩn của OLS bị vi phạm (được trình bày bên dưới) nên kết quả ước lượng trong phần này khơng được nhấn mạnh.
Phương trình được dùng để ước lượng bằng phương pháp OLS như sau:
st+1 – st = C + β [ln(1+ it ) – ln(1+ i* )] + ε (4.1)
t t+1
Nếu đồng thời C = 0 và β = 1 thì “Ngang giá lãi suất khơng phịng ngừa” tồn tại. Kết quả ước lượng mơ hình OLS được trình bày ở Bảng (4.2).