GIỚI THIỆU
Ngày nay, tỷ giá hối đoái đang thu hút sự chú ý của chính phủ, tổ chức tài chính, chuyên gia kinh tế và cá nhân, do ảnh hưởng lớn đến hoạt động kinh tế Lý thuyết tài chính quốc tế cho rằng lạm phát, lãi suất, thu nhập và kỳ vọng thị trường về tỷ giá tương lai là những yếu tố quyết định tỷ giá hối đoái Cụ thể, lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIP) và hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE) chỉ ra rằng tỷ giá giao ngay sẽ thay đổi theo sai biệt lãi suất giữa hai quốc gia Nhiều nghiên cứu như của Campbell và Clarida (1987), Meese và Rogoff (1988), Edison và Pauls (1993) đã tìm hiểu mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, nhưng kết quả không đồng nhất, cho thấy lý thuyết này chưa đủ tính thống nhất để khẳng định tính chính xác trong thực tiễn.
Một khía cạnh quan trọng trong nghiên cứu mối quan hệ dài hạn giữa các biến số tài chính quốc tế là phương pháp kinh tế lượng Perron đã chỉ ra rằng việc áp dụng các phương pháp này có thể giúp hiểu rõ hơn về sự tương tác và ảnh hưởng lẫn nhau giữa các biến số trong bối cảnh toàn cầu.
Việc lựa chọn mô hình không phù hợp và sự xuất hiện của cú sốc bất thường trong chuỗi dữ liệu có thể dẫn đến kết quả thống kê sai lệch, như đã chỉ ra bởi nghiên cứu năm 1989 Các phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm đồng liên kết truyền thống thường không chính xác khi chuỗi dữ liệu có điểm gãy cấu trúc Tuy nhiên, với sự phát triển của Toán kinh tế và khoa học máy tính, nhiều mô hình kinh tế lượng mới đã được đề xuất, cho phép tích hợp điểm gãy cấu trúc, từ đó mang lại kết quả kiểm định mạnh mẽ và bền vững hơn Điều này giúp khắc phục những điểm yếu của các mô hình trước đây, nâng cao độ tin cậy và ý nghĩa thống kê của các kết quả tìm được.
Nghiên cứu trước đây chủ yếu được thực hiện ở các quốc gia phát triển, trong khi các nghiên cứu thực nghiệm tại các quốc gia đang phát triển như Việt Nam còn hạn chế Điều này đã thúc đẩy tác giả áp dụng phương pháp kiểm định mới để khám phá mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ, sau đó mở rộng ra một số quốc gia khác để củng cố kết quả đạt được.
Mục tiêu của nghiên cứu này là kiểm định mối quan hệ cân bằng lâu dài giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Để đạt được điều này, nghiên cứu cần giải quyết các vấn đề liên quan đến sự tương tác giữa hai yếu tố kinh tế này.
Trong bài nghiên cứu này, việc xem xét tính dừng của các chuỗi dữ liệu là rất quan trọng, đặc biệt là đối với các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực.
Thứ hai: giữa các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực có tồn tại mối quan hệ đồng liên kết hay không?
Dữ liệu nghiên cứu bao gồm tỷ giá hối đoái, chỉ số giá CPI và lãi suất danh nghĩa, được thu thập từ cơ sở dữ liệu của Quỹ Tiền Tệ Thế Giới (IMF) Đối với Việt Nam, các chuỗi dữ liệu tỷ giá USD/VND, chỉ số CPI và lãi suất được lấy theo tháng từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Đối với các quốc gia khác như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine và Thái Lan, dữ liệu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014.
Nghiên cứu này áp dụng hai phương pháp tiếp cận đồng thời: phương pháp truyền thống với các kiểm định tính dừng và đồng liên kết mà không xem xét điểm gãy cấu trúc, và phương pháp mới theo Saikkonen và Lütkepohl (2000, 2002) có tính đến điểm gãy cấu trúc Sau khi thực hiện các kiểm định, tác giả áp dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số phương trình, thể hiện mối quan hệ dài hạn giữa các biến số trong mô hình, cụ thể cho trường hợp Việt Nam – Mỹ.
Kết cấu của bài nghiên cứu gồm các phần như sau:
Chương 1 của bài nghiên cứu trình bày tổng quan về động cơ thực hiện đề tài, nêu rõ các vấn đề nghiên cứu, phương pháp nghiên cứu được áp dụng, cũng như ý nghĩa và kết cấu của bài nghiên cứu.
Chương 2 của bài viết cung cấp cái nhìn tổng quan về các nghiên cứu trước đây, tập trung vào lý thuyết liên quan đến mối quan hệ giữa tỷ giá và lãi suất Phần này cũng phân tích kết quả của các nghiên cứu trước đó, nhằm làm rõ sự liên kết giữa các yếu tố này và tác động của chúng đến nghiên cứu hiện tại.
Chương 3 trình bày phương pháp nghiên cứu, trong đó mô hình lý thuyết được sử dụng để xác định mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực Bài viết cũng sẽ nêu rõ các phương pháp nghiên cứu áp dụng và mô tả nguồn dữ liệu được sử dụng trong nghiên cứu này.
Chương 4 của bài viết trình bày kết quả nghiên cứu, bao gồm kết quả thực nghiệm từ kiểm định nghiệm đơn vị để xác định tính dừng và kiểm định đồng liên kết theo hai hướng tiếp cận đã được đề cập trong chương 3 Ngoài ra, chương này cũng trình bày kết quả từ việc mở rộng nghiên cứu đối với các quốc gia còn lại.
Chương 5: Kết luận Trong chương này, chúng tôi tổng kết những kết quả chính đạt được từ nghiên cứu, chỉ ra những hạn chế hiện tại và đề xuất các hướng nghiên cứu tiềm năng cho tương lai.
TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC
Cơ sở lý thuyết
Cơ sở lý thuyết của nghiên cứu này dựa trên lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất không phòng ngừa (UIP), hay còn được biết đến với tên gọi hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE).
Ngang giá lãi suất không phòng ngừa đóng vai trò quan trọng trong phân tích kinh tế vĩ mô của nền kinh tế mở Lý thuyết này tập trung vào việc giải thích sự biến động của tỷ giá hối đoái thông qua chênh lệch lãi suất giữa các quốc gia khác nhau.
r t : tỷ suất sinh lợi có hiệu lực khi đầu tư ra nước ngoài
e f : giá trị tăng lên hay giảm xuống của đồng ngoại tệ
Nếu giả định việc đầu tư ra nước ngoài cũng có tỷ suất sinh lợi bằng với đầu tư trong nước, nghĩa là: r t = (1 + i f )(1 + e f ) – 1 = i h
Lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa cho rằng tỷ giá hối đoái biến động theo chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia Để đạt được sự cân bằng lãi suất giữa đầu tư trong nước và đầu tư nước ngoài, sự thay đổi của tỷ giá ngoại tệ sẽ phản ánh chênh lệch lãi suất này.
Nếu lãi suất trong nước i h > lãi suất nước ngoài i f : đồng ngoại tệ sẽ tăng giá để bù đắp cho lãi suất thấp hơn
Nếu lãi suất trong nước ih < lãi suất nước ngoài i f : đồng ngoại tệ sẽ giảm giá một mức tương đương với chênh lệch lãi suất
Hiệu ứng Fisher chỉ ra rằng lãi suất danh nghĩa của một quốc gia được xác định bằng tỷ suất thực cộng với lạm phát kỳ vọng Công thức này thể hiện mối quan hệ giữa các yếu tố này trong nền kinh tế.
Trong đó, là lãi suất danh nghĩa, là lãi suất thực và là lạm phát kì vọng
Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa làm lý thuyết nền tảng của bài.
Các nghiên cứu thực nghiệm trước đây
Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực đóng vai trò quan trọng trong điều hành kinh tế vĩ mô và xúc tiến thương mại Trước những năm 1990, mặc dù nhiều nhà nghiên cứu đã quan tâm đến vấn đề này, nhưng do phương pháp thực nghiệm chưa phát triển, họ không thể tìm ra bằng chứng xác thực Chỉ đến những năm sau, với sự cải tiến trong các phương pháp nghiên cứu, các nhà khoa học mới bắt đầu phát hiện bằng chứng về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực Bài viết này sẽ tóm tắt các nghiên cứu trước đây, nhằm cung cấp cái nhìn tổng quát về quá trình nghiên cứu mối quan hệ giữa hai biến số kinh tế quan trọng này, khẳng định sự tồn tại của mối quan hệ tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực.
2.2.1 Nhóm các nghiên cứu chưa tìm được bằng chứng khẳng định mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực
2.2.1.1 Nghiên cứu của Campell và Clarida (1987)
Năm 1987, Campell và Clarida đã công bố nghiên cứu “The dollar and real interest rates”, nhằm khám phá mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực của đồng USD và lãi suất thực từ năm 1979 Họ tìm hiểu tỷ lệ phần trăm thay đổi của tỷ giá do chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia và sự dịch chuyển của tỷ giá thực cân bằng dài hạn Để thực hiện nghiên cứu, họ sử dụng các biến chênh lệch lãi suất thực tiên nghiệm, kỳ vọng tỷ giá thực dài hạn và sai số dự báo lạm phát kỳ vọng, mặc dù đây là những biến không quan sát được Với giả định rằng tỷ giá hối đoái thực dài hạn có bước đi ngẫu nhiên, hai tác giả đã ước lượng mô hình dựa trên các biến tỷ giá thực hậu nghiệm và chênh lệch lãi suất thực hậu nghiệm ngắn hạn, mà hai biến này là tổ hợp tuyến tính của các biến không quan sát được.
Tiến hành ước lượng mô hình, các ông tìm được những kết quả đó là: Kể từ năm
Vào năm 1980, sự biến động của tỷ giá thực của đồng USD chủ yếu bị ảnh hưởng bởi những thay đổi ngoài dự kiến của tỷ giá thực dài hạn Chênh lệch lãi suất thực nghiệm chỉ giải thích một phần nhỏ và không đủ mạnh để khẳng định tác động của nó lên tỷ giá thực của đồng USD Kết quả nghiên cứu của Campell và Clarida cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực vẫn còn mơ hồ.
2.2.1.2 Nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988)
Trong bài nghiên cứu “Was it real? The exchange rate-interest differential relation over the modern floating rate-period” đăng trên tạp chí Journal of
Năm 1988, Messe và Rogoff nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực kể từ khi Mỹ áp dụng chế độ tỷ giá thả nổi vào tháng 3/1973 Trong mô hình của họ, hai tác giả chỉ tập trung vào tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, bỏ qua các biến kinh tế khác Họ đã phân tích chuỗi dữ liệu cho ba cặp tiền tệ: Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar.
Mỹ - Yên Nhật và Dollar Mỹ - Bảng Anh là hai cặp tiền tệ được phân tích trong nghiên cứu này Dữ liệu được thu thập theo tháng từ tháng 4/1976 đến tháng 3/1986 Các tác giả Messe và Rogoff đã thực hiện các kiểm định nghiệm đơn vị, hồi quy phương trình GMM và kiểm định tính đồng liên kết Kết quả nghiên cứu cho thấy những mối quan hệ quan trọng giữa các cặp tiền tệ này trong giai đoạn phân tích.
Nghiên cứu cho thấy mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, nhưng kết quả không có ý nghĩa thống kê Tác giả đề xuất bổ sung các biến khác để làm rõ hơn mối quan hệ này.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị vào thứ hai cho thấy cả chuỗi dữ liệu tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực đều có nghiệm đơn vị Tuy nhiên, không có bằng chứng xác thực về sự đồng liên kết giữa hai chuỗi dữ liệu này.
Nghiên cứu của Messe và Rogoff không cung cấp bằng chứng rõ ràng về mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực.
2.2.1.3 Nghiên cứu của Edison & Pauls (1993)
In 1993, Edison and Pauls published the research article "A Re-assessment of the Relationship Between Real Exchange Rates and Real Interest Rates: 1974-1990" in the Journal of Monetary Economics Building on the ideas proposed by Messe and Rogoff, the authors incorporated expected inflation into their model alongside real exchange rates and real interest rate differentials The study employed cointegration testing and error correction models to analyze the relationships.
Nghiên cứu của Edison & Pauls sử dụng mô hình ECM để kiểm tra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực trong giai đoạn 1974-1990 Họ đã phân tích các cặp tỷ giá giữa Dollar Mỹ với các đồng tiền khác như Mark Đức, Yên Nhật, Bảng Anh, Dollar Canada và các đồng tiền G10 Qua kiểm định nghiệm đơn vị, họ phát hiện rằng cả chuỗi tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực đều không dừng Tuy nhiên, không có bằng chứng về mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến này Khi thêm biến cán cân tài khoản vãng lai vào mô hình, Edison & Pauls vẫn không tìm thấy sự đồng liên kết Dù vậy, họ khẳng định rằng vẫn tồn tại một mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và chênh lệch lãi suất thực, mặc dù chưa được làm rõ trong nghiên cứu.
Bài nghiên cứu "The Great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis" của Perron, công bố năm 1989, không tập trung vào tỷ giá hối đoái hay lãi suất thực, nhưng lại có ảnh hưởng lớn đến kinh tế lượng ứng dụng Perron chỉ ra rằng chuỗi dữ liệu thời gian có thể dẫn đến sai lệch trong kết quả nghiên cứu do độ mạnh của kiểm định Ông nhấn mạnh rằng kéo dài chuỗi dữ liệu có thể làm tăng độ mạnh kiểm định, nhưng cũng có nguy cơ bao gồm các điểm gãy cấu trúc, ảnh hưởng đến tính chính xác của kết quả Sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc có thể dẫn đến sai lầm trong việc kiểm định đồng liên kết, khiến cho giả thiết H0 bị chấp nhận không đúng hoặc kết quả không có ý nghĩa thống kê Do đó, Perron khuyến nghị cần kéo dài thời gian mẫu nghiên cứu và xem xét điểm gãy cấu trúc hoặc áp dụng các mô hình phi tuyến để đạt được kết quả chính xác hơn.
Các nghiên cứu của các học giả gần đây đều nhằm mục tiêu tìm kiếm bằng chứng cho mối liên hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Tuy nhiên, mặc dù đã có nhiều nghiên cứu được thực hiện, nhưng vẫn có rất ít bằng chứng thuyết phục ủng hộ cho mối quan hệ này.
2.2.2 Nhóm các nghiên cứu khẳng định về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực – chênh lệch lãi suất thực Đối chiếu lại kết quả những nghiên cứu trước đây như của Campell và Clarida
Năm 1987, Messe và Rogoff, cùng với Edison và Pauls vào năm 1993, đã dựa trên đề xuất của Perron (1989) để nghiên cứu điểm gãy cấu trúc Nhiều nghiên cứu sau đó đã tiếp tục khám phá vấn đề này hoặc tiếp cận theo những hướng khác, sẽ được đề cập trong phần tiếp theo.
2.2.2.1 Nghiên cứu của Edison, H J và W.R Melick (1999)
The research article titled “Alternative approaches to real exchange rates and real interest rates: Three up and three down” by Edison, H J and W.R Melick, published in the International Journal of Finance and Economics in 1999, explores the relationship between real exchange rates and real interest rates through three distinct approaches.
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mô hình lý thuyết
Dựa trên mô hình nghiên cứu của Edison và Pauls (1993) cùng với Joseph P Byrne và Jun Nagayasu (2010), tỷ giá hối đoái thực (qt) được xác định bằng phương trình qt = St – Pt + Pt.
Rút S t ta có: St = qt – Pt + Pt *
S t : logarit tự nhiên của tỷ giá hối đoái danh nghĩa (tỷ số tính theo số đơn vị đồng nội tệ trên 1 đơn vị đồng ngoại tệ)
P t :logarit tự nhiên của chỉ số giá trong nước
P t* : logarit tự nhiên của chỉ số nước ngoài
Lý thuyết UIP (Ngang giá lãi suất không phòng ngừa) cho rằng trong một thị trường vốn tự do, kỳ vọng về sự thay đổi của tỷ giá hối đoái danh nghĩa sẽ tương ứng với chênh lệch lãi suất danh nghĩa Khi các nhà đầu tư lo ngại về rủi ro, chẳng hạn như rủi ro tỷ giá, lý thuyết UIP được điều chỉnh để bao gồm cả phần bù rủi ro.
Et (St+1 – St ) = it – it
i t là lãi suất danh nghĩa trong nước
i t * là lãi suất danh nghĩa nước ngoài
E t (S t+1) là kì vọng của tỷ giá hối đoái ở thời điểm t+1
u t là đại lượng thể hiện cho phần bù rủi ro
Do đó, thế phương trình (1) vào phương trình (2) ta có:
Thêm vào đó ta giả định rằng kì vọng thay đổi trong lạm phát như sau:
Lãi suất thực tiên nghiệm (Ex-ante) trong một thời kỳ được xác định bằng cách lấy lãi suất danh nghĩa trừ đi tỷ lệ lạm phát tiên nghiệm Công thức tính lãi suất thực tiên nghiệm là: rt = it - Et pt+1.
Thế các phương trình (4), (5), (6) và (7) vào phương trình (3), chúng ta đạt được biểu thức sau :
Phương trình trên tương đương với phương trình sau:
Thế phương trình (1) vào phương trình (9) ta có
Một trong những thách thức trong phương trình số (11) là việc xác định giá trị kỳ vọng E t q t+1 của tỷ giá hối đoái thực, điều này không dễ dàng cho các nhà nghiên cứu Để giải quyết vấn đề này, một số giả định đã được đưa ra Như đã trình bày trong chương hai, Messe và Rogoff (1988) trong mô hình thay thế cho rằng giá trị kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực chịu ảnh hưởng từ nhiều biến số kinh tế khác Tuy nhiên, cũng có những nghiên cứu trước đây cho rằng đại lượng này là một hằng số, điển hình là mô hình chuẩn của Messe và Rogoff.
Nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) cùng với các mô hình của Edison và Paul (1993) và Baxter (1994) đều giả định rằng kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực là một hằng số Giả định này cũng được áp dụng trong bài nghiên cứu hiện tại.
Từ phương trình số (11) và giả định kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực là một hằng số, chúng ta có thể xây dựng mô hình xác định tỷ giá hối đoái thực Cụ thể, mô hình này được thể hiện qua phương trình (12): q t = α r t + α*r t * +constant + u t, trong đó q t đại diện cho tỷ giá hối đoái thực tại thời điểm t, α r t và α*r t * thể hiện ảnh hưởng của lãi suất và kỳ vọng lãi suất đến tỷ giá hối đoái, còn u t là phần dư của mô hình.
Lãi suất thực trong nước (rt) và lãi suất thực nước ngoài (rt*) là những yếu tố quan trọng trong việc xác định tỷ giá hối đoái Tỷ giá hối đoái (qt) được niêm yết theo phương pháp trực tiếp, phản ánh số lượng nội tệ cần thiết để mua một đơn vị ngoại tệ.
Phần bù rủi ro u t là một yếu tố khó quan sát trong phương trình và được giả định là ổn định Biểu thức (12) là cơ sở cho các phương pháp ước lượng và hồi quy Lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất không phòng ngừa (UIP) chỉ ra rằng nếu lãi suất trong nước cao hơn lãi suất thực nước ngoài, đồng ngoại tệ sẽ tăng giá trong tương lai để bù đắp cho chênh lệch lãi suất, và ngược lại.
Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Bài nghiên cứu này phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ, sau đó mở rộng ra các quốc gia như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippines và Thái Lan so với Mỹ Dữ liệu về tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực được tính toán để phục vụ cho việc nghiên cứu này.
3.2.1 Tỷ giá hối đoái thực q t
Công thức tính toán tỷ giá hối đoái thực như sau: q t = S t – P t + P t * trong đó:
q t : Tỷ giá hối đoái thực được biểu diễn dưới dạng logarit cơ số tự nhiên
Tỷ giá hối đoái danh nghĩa cuối kỳ được biểu diễn dưới dạng logarit cơ số tự nhiên, trong đó tỷ giá này là tỷ giá song phương và được niêm yết theo phương pháp trực tiếp, tức là đo lường số lượng đồng nội tệ trên một đồng ngoại tệ.
Lạm phát trong nước (P t) và lạm phát ở nước ngoài (P t*) được đo lường thông qua chỉ số giá tiêu dùng (CPI) của từng quốc gia Hai đại lượng này được biểu diễn dưới dạng logarit cơ số tự nhiên, giúp phân tích và so sánh mức độ lạm phát giữa các quốc gia một cách hiệu quả.
Dữ liệu tỷ giá danh nghĩa được thu thập vào cuối tháng, trong khi chỉ số CPI được ghi nhận hàng tháng với năm gốc 2010 = 100 Đối với Việt Nam, thời gian thu thập dữ liệu kéo dài từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Đối với các quốc gia khác như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippines và Thái Lan, dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014.
Trong bài nghiên cứu này có 2 hướng tiếp cận đối với công thức tính toán lãi suất thực
3.2.2.1 Lãi suất thực tiên nghiệm (Ex ante)
Như có đề cập ở phương trình thứ (6) và thứ (7), lãi suất thực tiên nghiệm (Ex ante) được xác định như sau: r t = i t - E t p t+1 (6) r t * = i t * - E t p t+1 * (7)
r t và r t * lần lượt là lãi suất thực trong nước và lãi suất thực nước ngoài
i t và i t * lần lượt là lãi suất danh nghĩa trong nước và lãi suất danh nghĩa nước ngoài
Lạm phát trong nước (p t) và lạm phát nước ngoài (p t*) được thể hiện qua logarit tự nhiên của chỉ số CPI trong nước và chỉ số CPI nước ngoài.
3.2.2.2 Lãi suất thực hậu nghiệm (Ex post)
Lãi suất thực hậu nghiệm trong nước r t và r t * lần lượt được xác định theo công thức sau: r t = i t - E t p t r t * = i t * - E t p t *
Chỉ số CPI được thu thập hàng tháng với năm gốc là 2010 = 100, trong khi lãi suất danh nghĩa cũng được ghi nhận hàng tháng thông qua lãi suất thị trường tiền tệ Đối với những quốc gia không có dữ liệu lãi suất thị trường tiền tệ do hạn chế thống kê, lãi suất liên ngân hàng được sử dụng thay thế, như trường hợp của Việt Nam.
Dữ liệu về chỉ số CPI và lãi suất danh nghĩa của Việt Nam được thu thập từ tháng 1/1996 đến tháng 5/2014 Đối với các quốc gia khác, lãi suất được ghi nhận hàng tháng từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014.
Tất cả dữ liệu nghiên cứu liên quan đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI), lãi suất danh nghĩa trong nước và lãi suất nước ngoài của các quốc gia trong bài nghiên cứu này đều được thu thập từ nguồn dữ liệu của Quỹ Tiền Tệ Thế Giới, cụ thể là từ báo cáo Thống kê Tài chính Quốc tế (IFS).
Phương pháp ước lượng
Phương pháp ước lượng trong nghiên cứu này dựa trên nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) cùng với đề xuất của Perron (1989), tập trung vào việc xác định điểm gãy cấu trúc Trước tiên, tác giả phân tích tính dừng của dữ liệu thông qua các kiểm định nghiệm đơn vị trên chuỗi dữ liệu gốc và chuỗi sai phân bậc một của tỷ giá thực và lãi suất thực Mục tiêu là xác định liệu các chuỗi này có dừng ở chuỗi gốc (I(0)) hay tại chuỗi sai phân bậc 1 (I(1)) Kỳ vọng là các chuỗi dữ liệu không dừng ở chuỗi gốc nhưng sẽ dừng khi sử dụng chuỗi sai phân bậc một, cho thấy khả năng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực Một điểm quan trọng trong nghiên cứu là xem xét đến điểm gãy cấu trúc theo quan điểm của Perron.
Sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu có thể dẫn đến kết luận sai về nghiệm đơn vị của chuỗi, do đó, việc kiểm định nghiệm đơn vị cần xem xét yếu tố điểm gãy cấu trúc để đảm bảo kết quả chính xác Tương tự, nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) đã áp dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị của Saikkonen và Lütkepohl (2002) để giải quyết vấn đề này.
Tác giả tiến hành kiểm định đồng liên kết để xác định mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực Bằng cách áp dụng phương pháp kiểm định đồng liên kết mới của Saikkonen và Lütkepohl (2000) kết hợp với các phương pháp truyền thống, tác giả nhằm tìm kiếm bằng chứng thuyết phục cho mối quan hệ này, đồng thời xem xét ảnh hưởng của điểm gãy cấu trúc.
Mô hình VECM đã được áp dụng để hồi quy mối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/VND và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ, nhằm xác định mối liên hệ đồng liên kết trong trường hợp này Ngoài ra, các phép kiểm định khác sẽ được thực hiện để đảm bảo tính ổn định của kết quả hồi quy.
Như vậy, phương pháp thực nghiệm của bài nghiên cứu có thể tóm tắt như sau:
Để tiến hành nghiên cứu về mối quan hệ giữa Việt Nam và Mỹ, tác giả bắt đầu bằng việc kiểm định tính dừng cho các chuỗi dữ liệu Các phương pháp kiểm định được sử dụng bao gồm kiểm định ADF, DF-GLS và kiểm định nghiệm đơn vị S & L, với sự chú ý đến các điểm gãy cấu trúc trong dữ liệu.
Tác giả thực hiện ba phép kiểm định đồng liên kết cho các chuỗi dữ liệu nghiên cứu giữa Việt Nam và Mỹ Trong phương pháp truyền thống, tác giả áp dụng kiểm định Johansen Trace Test Bên cạnh đó, tác giả cũng sử dụng hai phương pháp tiếp cận mới, bao gồm kiểm định S & L không xét đến điểm gãy cấu trúc và kiểm định S & L có xét đến điểm gãy cấu trúc.
Tác giả áp dụng mô hình VECM để phân tích và hồi quy hệ số, nhằm ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực trong bối cảnh Việt Nam và Mỹ.
Bước 4: Tác giả tiến hành kiểm định tính dừng như ở bước 1 cho trường hợp mở rộng nhiều quốc gia
Bước 5: Tác giả lặp lại bước 2 nhằm tiến hành kiểm định tính đồng liên kết của các chuỗi dữ liệu cho trường hợp mở rộng nhiều quốc gia
Dựa trên các bước tiến hành nghiên cứu, tác giả đã rút ra kết luận về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia Quá trình kiểm định được thực hiện cẩn thận và chi tiết, cung cấp cơ sở vững chắc cho kết luận này.
3.3.1 Kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu
Kiểm định nghiệm đơn vị trong chuỗi thời gian là phương pháp phổ biến để kiểm tra tính dừng của dữ liệu Nghiên cứu này áp dụng kiểm định nghiệm đơn vị cho chuỗi dữ liệu gốc của các biến tỷ giá thực, lãi suất thực trong nước và lãi suất thực nước ngoài Kết quả kiểm định sẽ cho biết liệu chuỗi dữ liệu có tính dừng hay không Nếu kết quả kiểm định bác bỏ giả thiết, điều này có ý nghĩa quan trọng trong việc phân tích dữ liệu kinh tế.
Giả thuyết H0 cho rằng chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị, cho phép kết luận rằng chuỗi này là chuỗi dừng với bậc liên kết bằng không, tức là chuỗi I(0) Nếu không thể bác bỏ giả thuyết H0, chuỗi dữ liệu sẽ được coi là không dừng Trong trường hợp này, cần kiểm định tính dừng của chuỗi sai phân bậc 1 Nếu chuỗi sai phân bậc 1 không có nghiệm đơn vị, có thể kết luận rằng chuỗi này có bậc lên kết là 1, hay còn gọi là chuỗi I(1).
3.3.1.1 Hướng tiếp cận truyền thống Ở góc độ tiếp cận truyền thống, để kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu tác giả sử dụng kiểm định phương pháp kiểm định ADF ( Augmented Dickey-Fuller Test) và phương pháp kiểm định DF – GLS
Mô hình xây dựng kiểm định tính dừng theo Dickey – Fuller (1979) nhìn chung có dạng sau ∆ = β 1 + β 2 t + δ + (*)
Trong phương pháp kiểm định Dickey-Fuller (DF), yêu cầu quan trọng là số hạng sai số \( u_t \) phải là biến nhiễu trắng Nếu số hạng sai số \( u_t \) xuất hiện hiện tượng tự tương quan, phương trình ước lượng của kiểm định DF sẽ tương đương với phương trình của kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF).
Cặp giả thiết kiểm định sẽ là:
H 0 : δ = 1, phương trình có nghiệm đơn vị hay kết luận Y t là không dừng
H 1 : δ < 1, phương trình không có nghiệm đơn vị, hay kết luận chuỗi Y t là chuỗi dừng
Kiểm định DF-GLS là một phương pháp kiểm định dựa trên DF tương tự như ADF, nhưng thay vì đưa số hạng tự tương quan u t vào mô hình, DF-GLS xử lý tính tự tương quan của số hạng sai số ut để đưa ra kết quả kiểm định Phép kiểm định DF-GLS được thực hiện qua hai bước.
Bước đầu tiên trong quy trình là chuyển đổi hàm hồi quy bằng phương pháp GLS (phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát) Kết quả của bước này giúp biến đổi sai số ut có phương sai thay đổi thành sai số ut* với phương sai không thay đổi.
Bước 2: Sử dụng kết quả ở bước 1 tiến hành kiểm định theo phép kiểm định DF
Phép kiểm định ADF và DF – GLS là hai phương pháp kiểm định nghiệm đơn truyền thống, không xem xét điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu Các phép kiểm định này được thực hiện bằng phần mềm Eview 6.0, với độ trễ tối đa xác định là 12 do dữ liệu nghiên cứu thu thập theo tháng Độ trễ tối ưu cho các phép kiểm định sẽ được đề xuất dựa trên tiêu chuẩn AIC (Akaike Information Criterion).
3.3.1.2 Kiểm định tính dừng có xem xét đến điểm gãy cấu trúc
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong trường hợp Việt Nam – Mỹ
4.1.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
Jun Nagayasu (2010) đã tiến hành kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu cho các biến tỷ giá thực q t, lãi suất thực trong nước r t và lãi suất thực ở nước ngoài r t * bằng cách sử dụng ba loại kiểm định nghiệm đơn vị, bao gồm kiểm định ADF (Dickey & Fuller, 1979) và kiểm định DF-GLS (Elliott, Rothenberg).
Nghiên cứu sử dụng phương pháp mới để xem xét điểm gãy cấu trúc, áp dụng kiểm định Saikkonen & Lütkepohl (2002), được ký hiệu là kiểm định S&L, nhằm nâng cao độ chính xác trong phân tích dữ liệu.
4.1.1.1 Kiểm định nghiệm đơn vị theo hướng tiếp cận truyền thống
Phép kiểm định ADF và DF – GLS được áp dụng theo cách truyền thống để xác định tính dừng của chuỗi dữ liệu Kết quả của các phép kiểm định này được trình bày chi tiết trong bảng 4.1 và bảng 4.2.
Bảng 4.1: Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF
ADF Test Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1
Chuỗi lãi suất thực dựa trên lạm phát tiền nghiệm (Ex ante)
Chuỗi lãi suất thực dựa trên lạm phát hậu nghiệm (Ex post)
Ghi chú: Chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực của Việt Nam và Mỹ được thu thập từ tháng 1/1996 đến tháng 05/2014 Giá trị thống kê được tính toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, và 10% Độ trễ thích hợp cho từng trường hợp được ghi nhận trong dấu ngoặc và xác định theo tiêu chuẩn AIC với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, có tính đến hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt biểu thị mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Theo phương pháp truyền thống với phép kiểm định ADF, giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa nhất định Do đó, các chuỗi tỷ giá thực q t, lãi suất thực trong nước r t và lãi suất thực ở nước ngoài r t*, cho dù được đo lường dựa trên lạm phát tiền nghiệm hay lạm phát hậu nghiệm, đều là chuỗi không dừng.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi sai phân bậc một cho thấy các giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối lớn hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1% Điều này dẫn đến việc bác bỏ giả thiết H0, tức là phương trình không có nghiệm đơn vị Như vậy, tất cả các chuỗi sai phân bậc một này đều được xác định là chuỗi dừng.
Tác giả đã thực hiện kiểm định tính dừng cho chuỗi dữ liệu bằng phương pháp DF-GLS, với kết quả được trình bày trong bảng 4.2 Kết quả cho thấy chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực Mỹ đều không dừng ở chuỗi gốc Các giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa đã định.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị đối với chuỗi sai phân, chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực tiên nghiệm và lãi suất thực hậu nghiệm Việt Nam cho thấy các chuỗi này không dừng Cụ thể, giá trị thống kê t đều lớn hơn giá trị tới hạn ở mức 10%, điều này dẫn đến việc không thể bác bỏ giả thiết H0.
Bảng 4.2: Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF – GLS
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 q -0.252064 (1) -0.760837 (11)
Chuỗi lãi suất thực dựa trên lạm phát tiền nghiệm (Ex ante) r -0.606219 (12) -1.454417 (11) r* -0.422888 (0) -0.822957 (11)
Chuỗi lãi suất thực dựa trên lạm phát hậu nghiệm (Ex post) r -0.429753 (12) -0.604073 (11) r* -0.401832 (0) -11.18368*** (1)
Ghi chú: Dữ liệu về tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực tại Việt Nam và Mỹ được thu thập từ tháng 1/1996 đến tháng 05/2014 Giá trị thống kê t được tính toán và so sánh với các mức ý nghĩa 1%, 5%, 10% Độ trễ thích hợp cho mỗi trường hợp được xác định theo tiêu chuẩn AIC, với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, có tính đến hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Đối với chuỗi lãi suất thực ở Mỹ, chỉ có chuỗi lãi suất thực hậu nghiệm cho kết quả là chuỗi dừng, trong khi kiểm định DF-GLS cho chuỗi lãi suất thực tiên nghiệm không đạt yêu cầu.
Mỹ, kết quả lại là chuỗi không dừng
Hai phép kiểm định truyền thống đã cho kết quả không đồng nhất về tính dừng của các chuỗi dữ liệu Kiểm định ADF chỉ ra rằng chuỗi tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực ở Mỹ đều là chuỗi I(1) khi lấy sai phân bậc 1, trong khi kiểm định DF-GLS lại khẳng định rằng các chuỗi này không phải là chuỗi I(1) Điều này đặt ra nhu cầu cần thiết phải sử dụng một phương pháp kiểm định mới để xác định chính xác tính dừng của các chuỗi dữ liệu này.
4.1.1.2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L
Bên cạnh việc áp dụng các phương pháp truyền thống như kiểm định ADF và DF-GLS, nghiên cứu cũng sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị thứ ba theo phương pháp Saikkonen và Lütkepohl để nâng cao độ chính xác trong phân tích dữ liệu.
(2000) có xem xét đến vấn đề điểm gãy cấu trúc cũng được áp dụng nhằm kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
Khi xuất hiện điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu, các phép kiểm định có thể gặp sai lầm, như đã chỉ ra bởi Perron (1989) Để khắc phục vấn đề này, Joseph P Byrne và Jun Nagayasu (2010) đã áp dụng kiểm định nghiệm đơn vị của Saikkonen và Lütkepohl (2002) Kiểm định được thực hiện bằng phần mềm JMulti 4.24, không chỉ lựa chọn độ trễ và hệ số chặn mà còn đánh giá và đề xuất các thời điểm khả thi cho sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu.
Biến giả được sử dụng để đại diện cho các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu đã được đưa vào mô hình kiểm định Kết quả của phép kiểm định nghiệm đơn vị Saikkonen và Lütkepohl được trình bày chi tiết trong bảng 4.3.
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L Test
S&L Test Điểm gãy cấu trúc Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 q 0.6279 (1) - 3.0492 ** (0) 2011 M2
Lãi suất thực tiên nghiệm r -1.7353 (12) -3.2186 ** (12) 2008 M6 r* -1.7232 (0) -13.6085 *** (0) 2008 M12
S&L Test Điểm gãy cấu trúc Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 q 0.6279 (1) - 3.0492 ** (0) 2011 M2
Lãi suất thực hậu nghiệm r trong tháng 6 năm 2008 là -1.5294 và trong tháng 1 năm 2009 là -1.5822 Độ trễ của mỗi trường hợp được ghi nhận trong dấu ngoặc đơn và được xác định theo tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ AIC với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện trên chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, có tính đến hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được xác định bởi phần mềm JMulti 4.24, với các giá trị tới hạn cho các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% lần lượt là -3.48, -2.88 và -2.58.
Kết quả kiểm định S & L cho thấy chuỗi dữ liệu tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực của Việt Nam và lãi suất thực của Mỹ không dừng ở chuỗi gốc Các giá trị thống kê t có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá trị tới hạn của Lanne et al (2002), do đó không thể bác bỏ giả thiết H0 Kết luận cho thấy chuỗi không dừng.
Mở rộng nghiên cứu với bằng chứng đa quốc gia
Để khẳng định kết quả nghiên cứu, tác giả đã mở rộng kiểm định mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ sang một số quốc gia khác ở Châu Á như Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippines và Thái Lan Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu mở rộng là dữ liệu hậu nghiệm (ex post) Quy trình kiểm định bao gồm kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết, được thực hiện theo hai phương pháp: phương pháp truyền thống và phương pháp S & L, trong đó có xem xét điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu.
4.2.1 Kiểm định nghiệm đơn vị
Theo hướng kiểm định truyền thống, tác giả thực hiện kiểm định ADF và kiểm định
DF – GLS để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu
Kết quả kiểm định ADF cho thấy hầu hết các chuỗi dữ liệu không dừng ở chuỗi gốc, ngoại trừ chuỗi lãi suất thực của Nhật Bản Đối với những chuỗi không dừng, tác giả đã thực hiện kiểm định cho chuỗi sai phân bậc 1 và nhận thấy rằng hầu hết các chuỗi sai phân bậc 1 đều có tính dừng, trừ chuỗi tỷ giá đồng tiền Hồng Kông vẫn chưa dừng ở bậc 1 Nhìn chung, kết quả này chỉ ra rằng đại đa số các chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng ở bậc 1 (Chuỗi I(1)), cho thấy sự tồn tại của mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất thực giữa hai quốc gia Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF trong trường hợp mở rộng được trình bày trong bảng 4.8.
Bảng 4.8 Kết quả kiểm định ADF cho nhiều quốc gia
Quốc gia Biến ADF Test
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1
Ghi chú: Chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực trong nước cũng như ở Mỹ được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014, với giá trị thống kê được tính toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% Độ trễ thích hợp cho mỗi trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn AIC, với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, có tính đến hệ số chặn Ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Đối với trường hợp Nhật Bản – Mỹ, chuỗi tỷ giá USD/JPY và chuỗi lãi suất thực ở Mỹ không dừng ở chuỗi gốc, trong khi chuỗi lãi suất thực Nhật Bản dừng ở chuỗi gốc (Chuỗi I(0)) Do đó, một trong ba chuỗi không phải là chuỗi I(1), theo lập luận của Byrne và Nagayasu (2010), cho rằng giữa những chuỗi này vẫn tồn tại mối quan hệ dài hạn, điều này sẽ được kiểm chứng qua kiểm định đồng liên kết ở phần tiếp theo.
4.2.1.2 Kiểm định DF – GLS Đồng thời với việc kiểm định nghiệm đơn vị ADF, tác giả còn tiến hành phép kiểm định nghiệm đơn vị DF – GLS Kết quả phép kiểm định này được trình bày trong bảng 4.9 Kết quả chỉ ra rằng hầu hết các chuỗi được kiểm định đều không dừng ở bậc (0)
Trong phép kiểm định ADF, chuỗi lãi suất thực Mỹ cho thấy là có tính dừng ở bậc
1 Tuy nhiên, , kiểm định chuỗi lãi suất thực ở Mỹ bằng kiểm định DF – GLS lại cho kết quả có tính dừng ngay chuỗi gốc (chuỗi I(0)) ở mức ý nghĩa 10% Trong trường hợp chuỗi lãi suất Thái Lan, kết quả kiểm định cho thấy rằng chuỗi gốc của biến này cũng là chuỗi I(0) ở mức ý nghĩa 5%
Hầu hết các chuỗi dữ liệu đều không dừng, ngoại trừ lãi suất thực tại Mỹ và Thái Lan Tuy nhiên, khi thực hiện kiểm định bằng cách lấy bậc sai phân bậc nhất, kết quả cho thấy sự khác biệt rõ rệt.
DF – GLS cũng chỉ mới giúp kết luận được tính dừng ở bậc 1 đối với 7/13 chuỗi dữ liệu được kiểm định với mức ý nghĩa 1%
Kết quả kiểm định DF – GLS chưa đủ thuyết phục để khẳng định tính dừng của các chuỗi dữ liệu khi nghiên cứu mở rộng ra nhiều quốc gia.
Bảng 4.9 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF – GLS cho nhiều quốc gia
Quốc gia Biến DF – GLS
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1
Ghi chú: Dữ liệu về chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực trong nước và ở Mỹ được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014 Giá trị thống kê được tính toán và so sánh với các giá trị tới hạn tại các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% Độ trễ phù hợp cho mỗi trường hợp được xác định theo tiêu chuẩn AIC hiệu chỉnh, với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện trên chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, đồng thời xem xét hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L cho nhiều quốc gia
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 Shift date
Độ trễ của mỗi trường hợp được ghi nhận trong dấu ngoặc và xác định bởi tiêu chuẩn AIC, với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định tính dừng được thực hiện trên chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một, có tính đến hệ số chặn Các ký hiệu (*), (**), và (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1% Các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được xác định bởi phần mềm JMulti 4.24 Giá trị tới hạn cho các mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% lần lượt là -3.48, -2.88 và -2.58.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S & L cho thấy hầu hết các chuỗi không dừng ở bậc gốc, ủng hộ khả năng tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa chúng Đặc biệt, trong trường hợp Nhật Bản, chuỗi lãi suất thực lại dừng ở bậc gốc, tương đồng với kết quả kiểm định ADF Tác giả khẳng định rằng vẫn tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực USD/JPY và chênh lệch lãi suất thực Nhật Bản – Mỹ, phù hợp với lập luận của Byrne và Nagayasu (2010) Kiểm chứng này sẽ được thực hiện qua kiểm định đồng liên kết trong phần tiếp theo.
Trong việc kiểm định điểm gãy cấu trúc cho chuỗi dữ liệu ở các quốc gia, kiểm định nghiệm đơn vị S&L được thực hiện thông qua phần mềm JMulti, giúp xác định và đề xuất các thời điểm gãy cấu trúc Phần lớn các điểm gãy được phát hiện trong giai đoạn 1997 – 1998, trùng khớp với cuộc khủng hoảng tài chính bắt đầu từ Thái Lan và lan rộng ra khu vực Châu Á Điều này cho thấy sự phù hợp của các điểm gãy mà phần mềm đề xuất Đối với chuỗi tỷ giá USD/HKD của Hongkong, phần mềm chỉ ra điểm gãy vào tháng 11 năm 2008, thời điểm trùng với cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu xuất phát từ Mỹ.
4.2.2 Kiểm định đồng liên kết
Tác giả tiến hành kiểm định đồng liên kết cho các cặp (q, r, r*) lần lượt giữa các quốc gia Malaysia, Hongkong, Indonesia, Nhật Bản, Philippine, Thái Lan với Mỹ
4.2.2.1 Kiểm định đồng liên kết Johansen
Bảng 4 11: Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen cho nhiều quốc gia
Dữ liệu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 5/2014, với các giá trị p_value được ghi trong dấu [] Độ trễ được xác định theo tiêu chuẩn lựa chọn mô hình AIC, với độ trễ tối đa là 12 Kiểm định đồng liên kết Johansen trace test đã xem xét hệ số chặn trong vector đồng liên kết Các ký hiệu (*), (**), (***) tương ứng với mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Kết quả kiểm định đồng liên kết chỉ ra rằng, trừ Thái Lan, năm quốc gia còn lại có mối quan hệ động liên kết với Mỹ giữa các biến q, r và r*.
Các giá trị thống kê t trong kiểm định giả thiết H0 r= 0 đều lớn hơn giá trị tới hạn, dẫn đến việc bác bỏ giả thiết này Ngược lại, giả thiết H0 r= 1 không thể bị bác bỏ do P_value lớn hơn 0.05, chứng minh sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi Mặc dù chuỗi lãi suất thực của Nhật Bản dừng ở bậc gốc (chuỗi I(0)), vẫn có thể có mối quan hệ dài hạn với hai chuỗi I(1) còn lại Kết quả từ kiểm định Johansen xác nhận sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa chuỗi tỷ giá thực USD/JPY, lãi suất thực Nhật Bản và lãi suất thực Mỹ, khẳng định lập luận này là chính xác.
Kết quả kiểm định Johansen trong trường hợp Thái Lan cho thấy không có mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi (q, r, r*), tương tự như kết quả ở Việt Nam và Mỹ Tác giả tiếp tục kiểm tra Thái Lan bằng cách xem xét điểm gãy cấu trúc theo phương pháp kiểm định được đề xuất bởi S & L.
Bảng 4.12 Kết quả kiểm định S & L có xét đến điểm gãy cấu trúc cho trường hợp của Thái Lan
Tổng kết chương 4
Trong nghiên cứu này, tác giả phân tích mối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/VND và chênh lệch lãi suất thực giữa Việt Nam và Mỹ Kết quả cho thấy rằng, khi không xem xét điểm gãy cấu trúc, không có mối liên hệ rõ ràng giữa hai yếu tố này Tuy nhiên, khi áp dụng phương pháp kiểm định với điểm gãy cấu trúc, mối quan hệ dài hạn đã được xác nhận Tác giả cũng sử dụng mô hình VECM để hồi quy và ước lượng phương trình cân bằng dài hạn, thể hiện sự tương tác giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất.
Nghiên cứu mở rộng kiểm định cho nhiều quốc gia đã chỉ ra sự tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, khẳng định lý thuyết UIP và IFE trong dài hạn Đặc biệt, trong trường hợp Thái Lan, khi xem xét điểm gãy cấu trúc, mối quan hệ này cũng được xác nhận Kết quả tương tự cũng được ghi nhận trong kiểm định giữa Việt Nam và Mỹ.
Tác giả kết luận rằng có một mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực, dựa trên việc kiểm định tính dừng và đồng liên kết Mặc dù chưa xem xét điểm gãy cấu trúc, nhưng yếu tố này lại rất quan trọng trong việc làm rõ mối quan hệ khi kiểm định theo phương pháp truyền thống, mà không thể chỉ ra sự đồng liên kết ở Việt Nam và Thái Lan.
