BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
VŨ PHAN ANH
ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC TRONG MỐI QUAN HỆ
GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2016
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƢỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH
VŨ PHAN ANH
ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC TRONG MỐI QUAN HỆ
GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC
Chuyên ngành: Tài Chính - Ngân Hàng
Mã số:
60340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC
PGS. TS Nguyễn Thị Liên Hoa
Tp. Hồ Chí Minh – Năm 2016
LỜI CAM ĐOAN
Tôi xin cam đoan luận văn thạc sĩ “Điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ giữa
tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực” là công trình nghiên cứu của cá nhân dưới sự
hướng dẫn của PGS.TS. Nguyễn Thị Liên Hoa. Các thông tin, số liệu sử dụng trong
bài luận văn là trung thực, có nguồn gốc trích dẫn rõ ràng. Kết quả của nghiên cứu
trong luận văn này là trung thực và chưa từng được công bố trong bất kỳ công trình
nào khác.
Tp. Hồ Chí Minh, tháng năm
Người viết
Vũ Phan Anh
MỤC LỤC
Trang phụ bìa
Lời cam đoan
Mục lục
Danh mục các từ viết tắt
Danh mục các bảng biểu
Danh mục các hình vẽ đồ thị
1.1.
Sự cần thiết của nghiên cứu .......................................................................................................... 1
1.2. Mục tiêu, phương pháp nghiên cứu............................................................................................... 2
1.3.
Đối tượng và phạm vi nghiên cứu ................................................................................................. 3
1.4.
Những đóng góp mới của luận án ................................................................................................. 3
1.5.
Bố cục của luận án ........................................................................................................................ 3
CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU ............................................................................................... 1
2.1.
Cơ sở lý thuyết .............................................................................................................................. 5
2.2.
Các nghiên cứu chưa có được bằng chứng thuyết phục khẳng định mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực. ............................................................................................................................. 7
2.2.1. Nghiên cứu của Campell và Clarida (1987) .................................................................................. 7
2.2.2. Nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988) ..................................................................................... 7
2.2.3. Nghiên cứu của Edison & Pauls (1993) ........................................................................................ 8
2.2.4. Nghiên cứu của Perron (1989) ...................................................................................................... 9
2.3.
Các nghiên cứu có được bằng chứng thuyết phục về mối quan hệ giữa tỷ giá thực – lãi suất thực. ............................................................................................................................................ 10
2.3.1. Nghiên cứu của Edison, H. J. và W.R. Melick (1999) ................................................................ 10
2.3.2. Nghiên cứu của Nakagawa, H., (2002) ....................................................................................... 11
2.3.3. Nghiên cứu của Kanas, A., (2005) .............................................................................................. 12
2.3.4. Nghiên cứu của Joseph P. Byrne và Jun Nagayasu., (2010) ....................................................... 13
CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC CÔNG TRÌNH NGHIÊN CỨU VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC ........................................................ 5
3.1.
Xây dựng mô hình ....................................................................................................................... 15
3.2. Mô tả dữ liệu nghiên cứu ............................................................................................................ 17
3.2.1. Tỷ giá hối đoái thực .................................................................................................................... 17
3.2.2. Lãi suất thực ................................................................................................................................ 18
3.2.2.1. Lãi suất thực tiền nghiệm. (Ex ante) ........................................................................................... 18
3.2.2.2. Lãi suất thực hậu nghiệm (Ex post) ............................................................................................ 18
CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU. .......................................................... 15
3.3.
Phương pháp thực nghiệm .......................................................................................................... 19
3.3.1. Kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu. ............................................................................................ 21
3.3.1.1. Hướng tiếp cận truyền thống. ...................................................................................................... 22
3.3.1.2. Hướng tiếp cận mới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc. ............................................................. 23
3.3.2. Kiểm định đồng liên kết. ............................................................................................................. 24
3.3.2.1. Hướng tiếp cận truyền thống ....................................................................................................... 25
3.3.2.2. Hướng tiếp cận mới theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl .................................................. 26
3.3.3. Mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM. ................................................................................... 26
4.1.
Kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong trường hợp Việt Nam – Mỹ. ......................................... 29
4.1.1. Kết quả kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu. ................................................................................ 29
4.1.1.1. Kết quả kiểm định tính dừng theo phương pháp truyền thống.................................................... 29
4.1.1.2. Kết quả kiểm định tính dừng có xem xét điểm gãy cấu trúc. ...................................................... 31
4.1.2. Kiểm định đồng liên kết. ............................................................................................................. 37
4.1.2.1. Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen.................................................................................. 37
4.1.2.2. Kết quả kiểm định đồng liên kết S&L. ....................................................................................... 38
4.1.3. Ước lượng mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực USD/VND và lãi suất thực giữa hai quốc gia
Việt Nam – Mỹ. .......................................................................................................................... 44
4.1.3.1. Mô hình ước lượng VECM ......................................................................................................... 45
4.1.3.2. Kiểm định tính ổn định mô hình ................................................................................................. 47
4.2. Mở rộng nghiên cứu mối quan hệ tỷ giá thực và lãi suất thực giữa Mỹ và các quốc gia Châu Á
khác. ............................................................................................................................................ 49
4.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị ........................................................................................................... 49
4.2.1.1. Kiểm định ADF ........................................................................................................................... 49
4.2.1.2. Kiểm định DF-GLS ..................................................................................................................... 50
4.2.1.3. Kiểm định S&L ........................................................................................................................... 52
4.2.2. Kiểm định đồng liên kết .............................................................................................................. 53
4.2.2.1. Kiểm định đồng liên kết Johansen .............................................................................................. 54
4.2.2.2. Kiểm định đồng liên kết S&L ..................................................................................................... 55
CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ...................................................................... 29
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN ............................................................................................... 57
Tóm tắt kết quả nghiên cứu .............................................................................. 57 5.1.
Hạn chế của nghiên cứu và kiến nghị ............................................................... 57 5.2.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
PHỤ LỤC
DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT
ADF Kiểm định Augmented Dickey-Fuller
CPI Chỉ số giá tiêu dùng
DF Kiểm định Dickey-Fuller
DF-GLS Kiểm định Dickey Fuller-General Least Square
IFE Hiệu ứng Fisher quốc tế
OLS Phương pháp bình quân bé nhất
S&L Kiểm định Saikkonen và Lutkepol
UIP Lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa
VECM Mô hình vector điều chỉnh sai số
DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU
Bảng Tên bảng Trang
Bảng 4.1 Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF 28
Bảng 4.2 Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF-GLS 29
Bảng 4.3 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S&L Test 31
Bảng 4.4 Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen Trace Test 36
Kết quả kiểm định đồng liên kết S&L không có điểm gãy cấu Bảng 4.5 38 trúc
Kết quả kiểm định đồng liên kết S&L có xem xét đến điểm Bảng 4.6 39 gãy cấu trúc
Bảng 4.7 Kết quả ước lượng mô hình VECM 44
Bảng 4.8 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho nhiều quốc gia 48
Bảng 4.9 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF-GLS cho nhiều quốc gia 49
Bảng 4.10 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S&L cho nhiều quốc gia 51
Bảng 4.11 Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen cho nhiều quốc gia 53
Kết quả kiểm định S&L có xét đến điểm gãy cấu trúc của Bảng 4.12 54 Singapore
DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ
Bảng Tên bảng Trang
Hình 4.1 Đồ thị biến động của chuỗi tỷ giá thực USD/VND 33
Hình 4.2 Đồ thị biến động của chuỗi lãi suất thực Việt Nam 34
Hình 4.3 Đồ thị biến động của chuỗi lãi suất thực Mỹ 35
Kết quả kiểm định đồng liên kết các chuỗi tỷ giá thực và lãi Hình 4.4 41 suất thực tiền nghiệm có xét đến điểm gãy cấu trúc
Kiểm định đồng liên kết các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực Hình 4.5 43 hậu nghiệm có xét đến các điểm gãy cấu trúc
Kiểm định eigenvalue và kiểm định thống kê Tau với dữ liệu Hình 4.6 46 tiền nghiệm
Kiểm định Eigenvalue và kiểm định thống kê Tau với dữ liệu Hình 4.7 47 hậu nghiệm
1
CHƢƠNG 1: GIỚI THIỆU
1.1. Sự cần thiết của nghiên cứu
Ngày nay, lãi suất luôn được coi là một trong những công cụ quan trọng đối với
việc quản lý và kiểm soát kinh tế vĩ mô của phần lớn các quốc gia trên thế giới.
Trong nền kinh tế mở, mỗi thay đổi trong chính sách lãi suất của một nền kinh tế
không chỉ ảnh hưởng tới quốc gia đó mà còn tác động đến nền kinh tế của các quốc
gia khác, đặc biệt là trong mối quan hệ cung cầu tiền tệ, luân chuyển phân bổ nguồn
vốn đầu tư, kinh doanh. Chính vì thế mối quan hệ giữa lãi suất và tỷ giá luôn được
các nhà quản lý, các chuyên gia kinh tế, các doanh nghiệp và cả các cá nhân quan
tâm, theo dõi. Mối quan hệ này được phát biểu trong lý thuyết ngang giá lãi suất
không phòng ngừa (UIP) và hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE) rằng: tỷ giá giao ngay
của một đồng tiền so với một đồng tiền khác sẽ thay đổi theo chênh lệch lãi suất
giữa hai nước. Dựa trên lý thuyết đó, các nhà nghiên cứu như Campbell và Clarida
(1987), Meese và Rogoff năm (1988) và Edison và Pauls (1993) đã cố gắng tìm ra
bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của hai
quốc gia. Tuy nhiên những nghiên cứ này chưa đưa ra được những bằng chứng rõ
ràng về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực. Năm 1989 Perron với
nghiên cứu “The Great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis” đã
chỉ ra rằng việc lựa chọn mô hình không phù hợp và việc xuất hiện các cú sốc bất
thường trong chuỗi dữ liệu sẽ dẫn đến kết quả thống kê tìm được có thể bị sai lệch.
Ngày nay với sự phát triển của toán kinh tế và khoa học, nhiều mô hình kinh tế
được xây dựng nhằm khắc phục những nhược điểm trước kia đã giúp cho các
nghiên cứu đưa ra được những kết quả kiểm định mạnh hơn.
Các nghiên cứu đã được thực hiện ở nhiều quốc gia phát triển, tiêu biểu như
nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Anh-Mỹ của Joseph P.
Byrne và Jun Nagayasu (2010). Tuy nhiên việc chưa có nhiều những nghiên cứu tại
các quốc gia đang phát triển, cùng với việc những thay đổi liên tục trong nền kinh tế
Việt Nam do chịu ảnh hưởng bởi những biến động về tỷ giá và lãi suất trên thị
2
trường thế giới thời gian vừa qua là những nguyên nhân chính thúc đẩy tác giả tiến
hành nghiên cứu thực nghiệm về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi
suất thực của Việt Nam - Mỹ, sau đó mở rộng nghiên cứu ra các quốc gia khác.
1.2. Mục tiêu, phƣơng pháp nghiên cứu
- Mục tiêu nghiên cứu: Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và
lãi suất thực của Mỹ và Việt Nam, sau đó mở rộng ra các quốc gia khác.
- Phương pháp nghiên cứu:
Trong bài nghiên cứu này tác giả sử dụng đồng thời hai phương pháp nghiên cứu.
Một mặt sử dụng các phương pháp kiểm định không xem xét đến điểm gãy cấu trúc:
kiểm định tính dừng, kiểm định đồng liên kết, kiểm định Johansen Trace test. Mặt
khác sử dụng phương pháp kiểm định Saikkonen & Lütkepohl (2002) có xem xét
đến điểm gãy cấu trúc. Sau khi áp dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số trong
phương trình thể hiện mối quan hệ tác giả tiến hành kiểm định tính ổn định trong
dài hạn của mô hình về mối quan hệ giữa tỷ giá USD/VND và chênh lệch lãi suất
Việt Nam – Mỹ. Mở rộng nghiên cứu ở nhiều quốc gia khác như: Singapore, Thái
Lan, Hàn Quốc, Philippines, Malaysia.
Dữ liệu nghiên cứu bao gồm: tỷ giá hối đoái, lãi suất danh nghĩa, chỉ số giá CPI
được thu thập theo tháng từ cơ sở dữ liệu của Quỹ tiền tệ quốc tế (IMF).
- Câu hỏi nghiên cứu:
Khi sử dụng các phương pháp kiểm định truyền thống (không xem xét đến
điểm gãy cấu trúc ) giữa Việt Nam và Mỹ có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa
tỷ giá thực và lãi suất thực?
Nếu phương pháp truyền thống không đưa ra được các bằng chứng thuyết
phục cho mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Việt Nam – Mỹ thì khi sử
dụng phương pháp kiểm định mới đồng thới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc có
tìm thấy bằng chứng thuyết phục cho mối quan hệ này không?
Mở rộng phạm vi nghiên cứu ra các quốc gia khác có tìm thấy mối quan hệ
trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực giữa các quốc gia khác với Mỹ?
3
1.3. Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu
Bài viết nghiên cứu mối quan hệ trong dài hạn của tỷ giá thực và lại suất thực dựa
trên cơ sở giữ liệu của Việt Nam và 5 quốc gia: Singapore, Thái Lan, Hàn Quốc,
Philippines, Malaysia trong mối tương quan với Mỹ với khoảng thời gian từ
01/1996 đến 07/2015
1.4. Những đóng góp mới của luận án
Nghiên cứu xem xét mối quan hệ trong dài hạn giữ tỷ giá thực và lãi suất thực của
Việt Nam-Mỹ và mở rộng ra các nước khác với Mỹ, qua đó củng cố thêm bằng
chứng thực nghiệm cho lý thuyết về mối quan hệ giữ tỷ giá thực và lãi suất thực.
Bài nghiên cứu cho thấy việc xem xét điểm gãy cấu trúc khi nghiên cứu mối quan
hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực là quan trọng. Qua đó ủng hộ quan điểm của
Perron (1989) khi cho rằng sự xuất hiện điểm gãy câu trúc trong chuỗi dữ liệu có
thể làm sai lệch kết quả kiểm định. Bài nghiên cứu cũng đưa ra lưu ý cho các
nghiên cứu khác khi sử dụng chuỗi dữ liệu thời gian: độ mạnh của kiểm định được
gia tăng khi chuối dữ kiệu được kéo dài nhưng cần phải xem xét kỹ lưỡng những tác
động có thể làm thay đổi tính chất của chuỗi dữ liệu thu thập được.
1.5. Bố cục của luận án
Bài nghiên cứu được trình bày trong năm chương:
- Chương 1: Giới thiệu: Trình bày lý do, mục tiêu, đối tượng, phạm vi và những
đóng góp của nghiên cứu
- Chương 2: Tổng quan các công trình nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ giá thực
và lãi suất thực: Trình bày và tổng hợp các kết quả nghiên cứu của các nhà nghiên
cứu trên thế giới về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực
- Chương 3: Phương pháp nghiên cứu: Trình bày mô hình lý thuyết về mối quan
hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực cũng như các phương pháp nghiên cứu được áp
dụng trong nghiên cứu này
4
- Chương 4: Kết quả nghiên cứu: Trình bày kết quả thực nghiệm về mối quan hệ
dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của Việt Nam-Mỹ, đồng thời mở rộng ra
nghiên cứu ra các quốc gia khác với Mỹ.
- Chương 5: Kết luận: Tổng kết lại những kết quả mà bài nghiên cứu đạt được,
trình bày những mặt còn hạn chế, từ đó đề xuất hướng nghiên cứu cho các nghiên
cứu tiếp theo.
5
CHƢƠNG 2: TỔNG QUAN CÁC CÔNG TRÌNH NGHIÊN CỨU VỀ MỐI
QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ LÃI SUẤT THỰC
Việc tìm ra mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lại suất thực có vai trò quan
trọng trong việc điều hành nền kinh tế vĩ mô nói chung và các hoạt động xúc tiến
thương mại nói riêng. Vì thế có rất nhiều công trình nghiên cứu đã được thực hiện,
tuy nhiên vào những năm 1990 trở về trước, do các phương pháp, kỹ thuật thực
nghiệm còn nhiều hạn chế nên các nhà nghiên cứu chưa thể tìm ra bằng chứng
thuyết phục khẳng định về sự tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực.
Nhưng với những cải tiến trong các phương pháp nghiên cứu nhằm khắc phục
những thiếu sót trước đây, các nghiên cứu sau này đã có những bằng chứng thuyết
phục hơn cho thấy sự tồn tại mối quan hệ dài hạn của tỷ giá hối đoái thực và lãi suất
thực. Trong phần này, người viết sẽ giới thiệu sơ lược về các nghiên cứu trước đây
nhằm đưa ra cái nhìn tổng quan về quá trình thực hiện các nghiên cứu thực nghiệm
đối với mối quan hệ này.
Có thể chia các nghiên cứu trước đây thành hai nhóm: nhóm các nghiên cứu chưa
có được bằng chứng thuyết phục để khẳng định về sự tồn tại của mối quan hệ trong
dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực và nhóm các nghiên cứu có được
bằng chứng thuyết phục để khẳng định về mối quan hệ này.
2.1. Cơ sở lý thuyết
Cơ sở lý thuyết của bài nghiên cứu này là lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất
không phòng ngừa (UIP) hay còn gọi là hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE).
Ngang giá lãi suất không phòng ngừa là nền tảng quan trọng cho việc phân tích kinh
tế vĩ mô trong nền kinh tế mở. Lý thuyết này tìm giải thích cho việc biến động tỷ
giá thông qua chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia.
Ta có: rt = (1+if) (1+ef)-1 trong đó:
rt: tỷ suất sinh lợi có hiệu lực khi đầu tư ra nước ngoài
ih: lãi suất trong nước
6
if: lãi suất nước ngoài
ef: 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:
rt = (1 + if)(1 + ef) – 1 = ih
Suy ra:
ef = (1 + ih) / (1 + if) – 1
Lấy gần bằng: ef = ih - if
Lý thuyết ngang giá lãi suất không phòng ngừa phát biểu rằng tỷ giá hối đoái sẽ
thay đổi theo chênh lệch lãi suất của hai quốc gia. Như vậy, để có được cân bằng lãi
suất giữa đầu tư trong nước và đầu tư nước ngoài thì sự thay đổi của ngoại tệ sẽ
tương ứng với chênh lệch lãi suất.
Nếu lãi suất trong nước ih > lãi suất nước ngoài if : đồng ngoại tệ sẽ tăng giá để bù
đắp cho lãi suất thấp hơn.
Nếu lãi suất trong nước ih < lãi suất nước ngoài if : đồng ngoại tệ sẽ giảm giá một
mức tương đương với chênh lệch lãi suất.
Mặt khác, hiệu ứng Fisher cho rằng lãi suất danh nghĩa trong một quốc gia bằng với
tỷ suất thực đòi hỏi cộng thêm phần lạm phát kì vọng. Phương trình này được thể
hiện như sau:
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.
7
2.2. Các nghiên cứu chƣa có đƣợc bằng chứng thuyết phục khẳng định mối
quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực.
2.2.1. Nghiên cứu của Campell và Clarida (1987)
Campell và Clarida với nghiên cứu “The dollar and real interest rates” được đăng
trên Carnegie-rochester conference on public policy (1987) đã đi tìm hiểu: có bao
nhiêu phần trăm sự thay đổi trong tỷ giá thực là do sự chênh lệch lãi suất thực giữa
hai quốc gia và bao nhiêu phần trăm thay đổi là do sự dịch chuyển của tỷ giá thực
cân bằng dài hạn.
Dữ liệu nghiên cứu: được thu thập theo tháng từ tháng 10/1979 tới tháng 3/1986
cho các cặp tiền tệ: Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ -
Bảng Anh, Dollar Mỹ - Dollar Canada.
Phương pháp nghiên cứu: Hai ông đã tiến hành ước lượng mô hình với việc sử
dụng hai biến: tỷ giá thực hậu nghiệm và lãi suất thực hậu nghiệm ngắn hạn. Hai
biến này là tổ hợp tuyến tính của những biến không quan sát được là: lãi suất thực
tiền nghiệm, kì vọng tỷ giá thực trong dài hạn và kể cả sai số trong việc dự báo lạm
phát kì vọng. Bên cạnh đó Campell và Clarida cũng áp đặt một số giả định như tỷ
giá hối đoái thực dài hạn là một bước đi ngẫu nhiên hay ngang giá lãi suất không
phòng ngừa tồn tại.
Kết quả nghiên cứu: kể từ năm 1980, tỷ giá đồng USD biến động mạnh nhưng chỉ
có một phần rất nhỏ được giải thích bởi sự thay đổi trong chênh lệch lãi suất thực.
Rõ ràng kết quả tìm được của Campell và Clarida còn khá mơ hồ và chưa đủ thuyết
phục để cung cấp bằng chứng thực nghiệm về việc tìm ra mối quan hệ giữa tỷ thực
và lãi suất thực.
2.2.2. Nghiên cứu của Messe và Rogoff (1988)
Nghiên cứu “Was it real? The exchange rate-interest differential relation over the
modern floating rate-period” đăng trên tạp chí Journal of Finance (1988) của Messe
và Rogoff tìm hiểu xem liệu trong thực tế có tồn tại mối quan hệ giữa tỷ giá thực và
8
lãi suất thực của Mỹ với các quốc gia khác hay không, đặc biệt là trong thời kì tỷ
giá thả nổi hiện đại (từ năm 1973).
Dữ liệu nghiên cứu: được thu thập theo tháng từ tháng 4/1976 cho đến tháng
3/1986 (sau khi Mỹ chấp nhận chế độ tỷ giá thả nổi tháng 3/1973) cho các cặp tiền
tệ: Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Bảng Anh.
Phương pháp nghiên cứu: Trong mô hình của mình, Messe và Rogoff chỉ tập
trung vào hai biến là tỷ giá thực và lãi suất thực mà không quan tâm đến các biến
kinh tế khác. Trong bài nghiên cứu, Messe và Rogoff tiến hành các kiểm định
nghiệm đơn vị, hồi quy phương trình GMM và kiểm định tính đồng liên kết.
Kết quả của bài nghiên cứu:
- Tìm được mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực tuy nhiên dữ liệu không
ủng hộ cho mối quan hệ chặt chẽ giữa 2 biến này. Hai ông đề xuất đưa thêm vào mô
hình các biến khác có thể làm mối quan hệ này rõ ràng hơn.
- Kiểm định nghiệm đơn vị cho thấy cả hai chuỗi dữ liệu tỷ giá thực và lãi suất
thực có nghiệm đơn vị, tuy nhiên lại không tìm thấy bằng chứng về tính đồng liên
kết của hai chuỗi dữ liệu này.
Như vậy, nghiên cứu của Messe và Rogoff cũng chưa nêu ra được bằng chứng rõ
ràng về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực.
2.2.3. Nghiên cứu của Edison & Pauls (1993)
Năm 1993, Edison và Pauls với nghiên cứu “A re-assessment of the relationship
between real exchange rates and real interest rates: 1974-1990” được đăng trên tạp
chí Journal of Monetary Economics (1993) cũng đi nghiên cứu câu hỏi có hay
không mối quan hệ của tỷ giác thực và lãi suất thực.
Dữ liệu nghiên cứu: được thu thập theo quý giai đoạn từ năm 1974-1990 cho các
cặp tiền tệ: Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Bảng Anh,
Dollar Mỹ - Dollar Canada và cuối cùng là Dollar Mỹ - đồng tiền đại diện các nước
G10.
9
Phương pháp nghiên cứu: Tác giả bài nghiên cứu đã sử dụng phép kiểm định đồng
liên kết và mô hình sai số hiệu chỉnh (ECM), đồng thời dựa trên đề xuất của Messe
và Rogoff, tác giả đã đưa thêm biến lạm phát kì vọng vào mô hình nghiên cứu mối
quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực.
Kết quả nghiên cứu: Thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị, hai ông nhận thấy các
chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực đều là chuỗi không dừng. Tuy nhiên hai ông lại
không tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến này. Edison
& Pauls dùng một mô hình khác trong đó có sử dụng thêm biến cán cân tài khoản
vãng lai, tuy nhiên kết quả cũng không tìm thấy được bằng chứng về mối quan hệ
đồng liên kết giữa tỷ giá thực và lãi suất thực…
Tóm lại, dù đã sử dụng các phương pháp khác nhau để tìm ra bằng chứng vế mối
quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực, các nhà nghiên cứu vẫn chưa tìm thấy
bằng chứng đủ mạnh để ủng hộ cho mối quan hệ này. Điều này có thể do các nghiên
cứu này chưa xem xét đến một vài yếu tố quan trọng hoặc do các phương pháp kiểm
định chưa thực sự phù hợp.
2.2.4. Nghiên cứu của Perron (1989)
Nghiên cứu “The Great crash, the oil price shock, and the unit root hypothesis”
của Perron được công bố trên Econometrica (1989) không đi tòm hiểu về mối quan
hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực hay hay mối quan hệ của một trong hai biến này
với một đại lượng kinh tế khác nhưng kết luận liên quan đến kinh tế lượng ứng
dụng của Perron lại có tác động rất lớn đến vấn đề nghiên cứu của đề tài. Perron nói
rằng một số vấn đề của chuỗi dữ liệu theo thời gian hoặc độ mạnh của kiểm định lại
có thể dẫn đến các sai lệch của kết quả tìm được.
Tác giả cho rằng độ mạnh của kiểm định sẽ được gia tăng nếu chuỗi dữ liệu được
kéo dài theo thời gian. Tuy nhiên cách làm này có thể dẫn đến việc chuỗi dữ liệu sẽ
bao gồm luôn cả những điểm gãy cấu trúc – tức là những sự kiện nào đó tác động
mạnh làm thay đổi tính chất của chuỗi dữ liệu được thu thập. Việc xuất hiện của
điểm gãy cấu trúc có thể sẽ làm cho kết quả kiểm định đồng liên kết bị mắc phải sai
10
lầm trong kiểm định, chấp nhận giả thiết H0 : không có mối quan hệ đồng liên kết
giữa các chuỗi dữ liệu trong khi đúng ra cần phải bác bỏ giả thiết H0. Hoặc sẽ làm
cho kết quả tìm được không có ý nghĩa thống kê. Vì thế Perron (1989) kiến nghị khi
tiến hành các phép kiểm định tốt nhất cần phải kéo dài thời gian mẫu nghiên cứu và
xem xét đến điểm gãy cấu trúc hoặc xây dựng hướng tiếp cận khác như sử dụng mô
hình phi tuyến.
2.3. Các nghiên cứu có đƣợc bằng chứng thuyết phục về mối quan hệ giữa tỷ
giá thực – lãi suất thực.
Dựa trên những nghiên cứu trước của Campell và Clarida (1987), Messe và
Rogoff (1988), Edison và Pauls (1993)… và đề xuất của Perron (1989), các nhà
nghiên cứu sau đó đã quan tâm hơn đến điểm gãy cấu trúc hoặc tiếp cận nghiên cứu
theo một hướng khác để tìm hiểu về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và
lãi suất thực.
2.3.1. Nghiên cứu của Edison, H. J. và W.R. Melick (1999)
Trong bài nghiên cứu: “Alternative approaches to real exchange rates and real
interest rates: Three up and three down” của Edison, H. J. và W.R. Melick đăng trên
tạp chí International Journal of Finance and Economics (1999), hai ông đã đưa điểm
gãy cấu trúc vào trong nghiên cứu để tìm ra bằng chứng rõ ràng hơn về mối quan hệ
trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực.
Dữ liệu nghiên cứu: được thu thập theo quý từ 1974 đến 1994 cho các cặp tiền tệ:
Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ - Dollar Canada và
Dollar Mỹ - đồng tiền đại diện các nước G10
Phương pháp nghiên cứu: Trong bài nghiên cứu này các tác giả tìm kiếm mối
quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực thông qua ba hướng tiếp cận.
- Hướng tiếp cận thứ nhất: Tác giả dựa trên nghiên cứu của Messe và Rogoff
(1988) với giả định tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng là một hằng số. Tác giả tìm thấy
mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực nhưng
11
không có bằng chứng về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực trong ngắn
hạn.
- Hướng tiếp cận thứ hai: Trong mô hình này, biến tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng
không còn là một hằng số nữa mà là một đại lượng thay đổi theo một biến khác. Kết
quả của hướng tiếp cận thứ hai, tác giả tìm thấy một bằng chứng mạnh hơn về mối
quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực, tuy nhiên tác giả cũng đề cập kết
quả này còn phụ thuộc vào việc lựa chọn các biến tác động lên biến tỷ giá hối đoái
thực kỳ vọng.
Hướng tiếp cận thứ ba: tác giả sử dụng giá trị tỷ giá thực hậu nghiệm và sai số dự
báo để thay thế biến tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng trong mô hình. Bằng cách này tác
giả tìm thấy được sự chênh lệch lãi suất thực có ý nghĩa thống kê trong việc giải
thích cho sự thay đổi của tỷ giá thực trong dài hạn.
Kết quả nghiên cứu: Tác giả đã tìm được một số bằng chứng cho thấy mối quan
hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực. Điểm đáng chú ý của bài nghiên cứu này đó là
Edison, H. J. và W.R. Melick đã có xem xét đến yếu tố điểm gãy cấu trúc. Tuy
nhiên một số nhà nghiên cứu cho rằng kết quả này có tính tin cậy không cao bởi vì
giá trị tới hạn trong kiểm định Johansen Trace Test cần phải được điều chỉnh nếu
trong mô hình có xuất hiện điểm gãy cấu trúc.
2.3.2. Nghiên cứu của Nakagawa, H., (2002)
Khác với các nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực trước
đây, Nakagawa lại tiếp cận theo hướng xem xét đến tính chất phi tuyến của sự hội
tụ của tỷ giá thực về tỷ giá cân bằng trong dài hạn trong nghiên cứu “Real exchange
rates and real interest rate differentials: implications of non-linear adjustment in real
exchange rates”. Bài nghiên cứu được đăng trên tạp chí Journal of Monetary
Economics (2002).
Dữ liệu nghiên cứu: Sử dụng dữ liệu theo quý từ 1974 cho đến 1997, các cặp đồng
tiền được lựa chọn gồm Dollar Mỹ - Mark Đức, Dollar Mỹ - Yên Nhật, Dollar Mỹ
- Dollar Canada và Dollar Mỹ - Bảng Anh.
12
Phương pháp nghiên cứu: Các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa tỷ giá
thực và lãi suất thực đều dựa trên giả định rằng tốc độ điều chỉnh của tỷ giá là
không đổi. Tuy nhiên Nakagawa cho rằng tỷ giá thực biến đổi liên tục, không ổn
định… cùng với sự xuất hiện của chi phí giao dịch thì việc điều chỉnh của tỷ giá
thực về tỷ giá cân bằng trong dài hạn phải có tính chất phi tuyến.
Áp dụng mô hình Mundell–Fleming–Dornbusch mở rộng, để xem xét tính chất
phi tuyến trong mô hình.
Kết quả nghiên cứu: Nakagawa đã tìm thấy bằng chứng về mối quan hệ trong dài
hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực.
2.3.3. Nghiên cứu của Kanas, A., (2005)
Năm 2005, trong nghiên cứu “Regime linkages in the US/UK real exchange rate-
real interest rate differential relation” được đăng trên tạp chí Journal of International
Money and Finance (2005), Kanas khi xem xét đến cả sự thay đổi chế độ kinh tế và
sử dụng chuỗi dữ liệu quá khứ dài, ông đã phát hiện ra một mối quan hệ dài hạn giữ
tỷ giá thực và lãi suất thực.
Dữ liệu nghiên cứu: Bài nghiên cứu thu thập dữ liệu theo tháng trong khoản thời
gian từ năm 1921-2002 để tiến hành xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá thực
USD/GBP và lãi suất thực của Anh và Mỹ. Với khoảng thời gian dài như thế, Kanas
đặc biệt quan tâm đến việc chuyển đổi tỷ giá giữa chế độ tỷ giá cố định qua chế độ
tỷ giá thả nổi và ngược lại cũng như các sự kiện kinh tế lớn có tác động mạnh đến
chuỗi dữ liệu.
Phương pháp nghiên cứu: Dựa trên nền tảng cơ sở là bài nghiên cứu của Messe và
Rogoff (1988), Kanas áp dụng mô hình vec-tor tự hồi quy Markov Swiching ( MS
VAR) để tìm mối quan hệ của 2 chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực có tính đến yếu tố
bất ổn và việc chuyển đổi chế độ tỷ giá.
Kết quả nghiên cứu: Kanas tìm thấy được bằng chứng về mối quan hệ giữa hai
biến tỷ giá thực và lãi suất thực.
13
2.3.4. Nghiên cứu của Joseph P. Byrne và Jun Nagayasu., (2010)
Dựa trên nhiều nghiên cứu trước đó, năm 2010 các tác giả Joseph P. Byrne và Jun
Nagayasu cho công bố bài nghiên cứu “Structural breaks in the real exchange rate
and real interest rate relationship” trên tạp chí Global Finace Journal.
Dữ liệu nghiên cứu: Bài nghiên cứu xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực
và lãi suất thực của Anh và Mỹ và Anh trong khoảng thời gian từ tháng 1 năm 1973
đến tháng 5 năm 2005, dữ liệu được thu thập theo tháng.
Phương pháp nghiên cứu: Tương tự như Kanas, hai tác giả cũng dựa trên mô hình
lý thuyết của Messe và Rogoff (1988) và giả định lạm phát kì vọng là hằng số.
Trong bài nghiên cứu này, Joseph P. Byrne và Jun Nagayasu đặc biệt quan tâm đến
tính dừng của chuỗi dữ liệu, mối quan hệ đồng liên kết và vai trò của điểm gãy cấu
trúc tác động như thế nào đến mối quan hệ đó.
Các tác giả tiến hành tiếp cận theo cả hai hướng, một mặt sử dụng các phương
pháp kiểm định truyền thống như kiểm định nghiệm đơn vị ADF, DF - GLS, kiểm
định đồng liên kết Johansen Trace Test. Mặt khác sử dụng phương pháp kiểm định
mới, có xử lý điểm gãy cấu trúc đề xuất bởi Saikkonen và Lütkepohl. Sau đó áp
dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số trong phương trình thể hiện mối quan hệ dài
hạn giữa tỷ giá USD/GBP và chênh lệch lãi suất Anh – Mỹ.
Kết quả nghiên cứu: Với dữ liệu hai quốc gia Anh và Mỹ, các ông kết luận rằng
giữa hai biến tỷ giá thực và lãi suất thực khi chưa xét đến điểm gãy cấu trúc thì
không có mối quan hệ đồng liên kết. Nhưng khi thực hiện kiểm định S&L có tính
đến điểm gãy cấu trúc thì mối quan hệ này được làm rõ và có ý nghĩa thống kê. Mở
rộng nghiên cứu thực nghiệm cho nhiều quốc gia khác, các ông thu được kết quả là
phần nhiều quốc gia cho thấy có mối quan hệ đồng liên kết ngay cả khi chưa xem
xét đến điểm gãy cấu trúc. Đối với những quốc gia còn lại, khi xem xét đến điểm
gãy cấu trúc thì mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực đã xuất hiện. Từ đó
Joseph P. Byrne và Jun Nagayasu đi đến kết luận rằng tồn tại mối quan hệ cân bằng
dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực của hai quốc gia.
14
Như vậy, từ đề xuất của Perron (1989), nhiều nghiên cứu sau này đã quan tâm tới
đặc điểm của chuỗi dữ liệu nghiên cứu của mình: Edison và Melick (1999) thêm
vào biến giả giải thích cho giai đoạn mà lãi suất của Mỹ có những biến động mạnh
vào trong mô hình, Nakagawa (2002) quan tâm tới tính phi tuyến của tỷ giá, Kanas
(2005) sử dụng chuỗi dữ liệu dài và xem xét đến sự thay đổi chế độ kinh tế và
nghiên cứu của Byrne và Nagayasu thì đặc biệt quan tâm đến điểm gãy cấu
trúc xảy ra trong chuỗi dữ liệu… Nhìn chung, các nghiên cứu về sau khi có sự xem
xét đến điểm vỡ cấu trúc hay các tính chất khác của chuỗi dữ liệu đều tìm ra được
bằng chứng thuyết phục hơn về mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi
suất thực.
15
CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU.
3.1. Xây dựng mô hình
Dựa trên mô hình sử dụng trong bài nghiên cứu của Edison và Pauls (1993) và của
Joseph P. Byrne và Jun Nagayasu, (2010) phương trình xác định tỷ giá hối đoái
*
thực (qt) được biểu diễn như sau:
*
(1) qt = St – Pt + Pt
Rút St ta có: St = qt – Pt + Pt
Trong đó:
St : 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)
Pt :logarit tự nhiên của chỉ số giá trong nước * : logarit tự nhiên của chỉ số nước ngoài. Pt
Lý thuyết UIP (Ngang giá lãi suất không phòng ngừa) phát biểu rằng với thị
trường vốn tự do, kì vọng của mức thay đổi trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa cân
bằng với chênh lệch lãi suất danh nghĩa. Khi các nhà đầu tư e ngại rủi ro ví dụ như
rủi ro tỷ giá, UIP được mở rộng ra bao gồm cả phần bù rủi ro:
* + ut (2)
Et (St+1 – St ) = it – it
Trong đó:
it là lãi suất danh nghĩa trong nước * là lãi suất danh nghĩa nước ngoài it
Et (St+1) là kì vọng của tỷ giá hối đoái ở thời điểm t+1
ut là đại lượng thể hiện cho phần bù rủi ro
Do đó, thế phương trình (1) vào phương trình (2) ta có:
t+1 + EtPt+1 ) – St = it – it
* + ut
(3) (Etqt+1 – Et P*
16
Thêm vào đó ta giả định rằng kì vọng thay đổi trong lạm phát như sau:
*
(4) Et pt+1 = Etpt+1 - pt
* = Etpt+1
* - pt
(5) Et pt+1
Bên cạnh đó, lãi suất thực tiền nghiệm (Ex-ante) trong một thời kì bằng với lãi
suất danh nghĩa trừ cho tỷ lệ lạm phát tiền nghiệm (Ex-ante):
(6)
*
(7)
* = it
* - Et pt+1
rt = it - Et pt+1
rt
Thế các phương trình (4), (5), (6) và (7) vào phương trình (3), chúng ta đạt được
biểu thức sau :
*+ Pt
*) + (Et Pt+1 + Pt) - St = (rt+ Et Pt+1) – (rt
*+ Et Pt+1
*) +ut (8)
Etqt+1 – (Et Pt+1
Phương trình trên tương đương với phương trình sau:
* + Pt - St = rt – rt
*+ ut (9)
Etqt+1 – Pt
Thế phương trình (1) vào phương trình (9) ta có
*+ ut (10)
Etqt+1 – qt = rt – rt
* + Etqt+1 + ut (11)
qt = – rt + rt
Một trong những khó khăn ở phương trình số (11) là giá trị kì vọng Etqt+1 của tỷ
giá hối đoái thực thì không dễ dàng có sẵn cho các nhà nghiên cứu. Vì vậy có một
số giả định được áp dụng cho đại lượng này. Như trình bày trong chương hai, trong
mô hình thay thế, Messe và Rogoff (1988) cho rằng giá trị kỳ vọng của tỷ giá hối
đoái thực là một đại lượng chịu tác động của một vài biến số kinh tế khác. Tuy
nhiên cũng có một số nghiên cứu trước đây giả định rằng đại lượng này là một hằng
số. Những nghiên cứu đó có thể kể đến như mô hình chuẩn của Messe và Rogoff
(1988), mô hình của Edison và Paul (1993), mô hình của Baxter (1994). Trong bài
nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) cũng giả định tương tự, cho kỳ vọng của
17
tỷ giá hối đoái thực là một hằng số. Giả định vừa nêu cũng được áp dụng cho bài
nghiên cứu này.
Từ phương trình số (11) và giả định kỳ vọng của tỷ giá hối đoái thực là một hằng
số ta có được mô hình xác định tỷ giá hối đoái thực như sau:
(12) qt = α rt + α*rt
* + constant + ut
Trong đó:
rt : Lãi suất thực trong nước * : Lãi suất thực nước ngoài rt
qt : Tỷ giá hối đoái niêm yết theo phương pháp trực tiếp, đo lường số nội tệ trên một
đơn vị ngoại tệ.
Phần bù rủi ro ut, cũng là một thành phần khó quan sát được trong phương trình
này và được giả định là ổn định. Biểu thức (12) được sử dụng như là nền tảng cho
các phương pháp ước lượng và hồi quy. Lý thuyết kinh doanh chênh lệch lãi suất
không phòng ngừa (UIP) nói rằng nếu lãi suất thực trong nước cao hơn lãi suất thực
nước ngoài, thì đồng ngoại tệ sẽ tăng giá để bù đắp cho phần chênh lệch lãi suất và
ngược lại. Như vậy dấu kì vọng của các hệ số hồi quy trong phương trình (12) sẽ là
α > 0 (hệ số của biến lãi suất thực trong nước) và α* < 0 (hệ số của biến lãi suất
thực nước ngoài) theo đúng lý thuyết UIP.
3.2. Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Bài nghiên cứu tập trung tìm hiểu mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất
thực của hai quốc gia. Trước hết là giữa Việt Nam và Mỹ, sau đó mở rộng ra các
quốc gia Singapore, Thái Lan, Hàn Quốc, Philippines, Malaysia so với Mỹ. Dữ liệu
về tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực được tính toán như sau:
* trong đó:
3.2.1. Tỷ giá hối đoái thực
Công thức tính toán tỷ giá hối đoái thực như sau: qt = St – Pt + Pt
- qt : Tỷ giá hối đoái thực được biểu diễn dưới dạng logarit cơ số tự nhiên
18
- St : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa cuối kỳ biểu diễn dưới dạng logarit cơ số tự
*: Lần lượt là lạm phát trong nước và lạm phát ở nước ngoài. Hai đại
nhiên. Đây là tỷ giá song phương và được niêm yết theo phương pháp trực tiếp.
- Pt và Pt
lượng này được đại diện bởi chỉ số CPI trong nước và CPI nước ngoài và được biểu
thị dưới dạng logarit cơ số tự nhiên.
3.2.2. Lãi suất thực
Trong bài nghiên cứu này có 2 hướng tiếp cận đối với công thức tính toán lãi suất
thực: lãi suất thực tiền nghiệm và lãi suất thực hậu nghiệm
3.2.2.1. Lãi suất thực tiền nghiệm. (Ex ante)
Như có đề cập ở phương trình thứ (6) và thứ (7), lãi suất thực tiền nghiệm (Ex
(6)
*
ante) được xác định như sau:
(7) rt = it - Et pt+1 * - Et pt+1 * = it rt
Giá trị dự đoán của lạm phát kỳ vọng được tính theo chênh lệch giữa lạm phát tại
thời điểm trong tương lai (t+1) và lạm phát tại thời điểm hiện tại (t):
pt+1 = pt+1 - pt
* lần lượt được xác định theo công
3.2.2.2. Lãi suất thực hậu nghiệm (Ex post)
Lãi suất thực hậu nghiệm trong nước rt và rt
thức sau:
*
rt = it - Et pt
* = it
* - Et pt
rt
Giá trị thực của lạm phát kỳ vọng được tính theo chênh lệch giữa lạm phát tại thời
điểm hiện tại (t) và lạm phát tại thời điểm trong quá khứ (t-1):
pt = pt - pt-1
19
* lần lượt là lãi suất thực trong nước và lãi suất thực nước ngoài.
Trong đó:
rt và rt
* lần lượt là lãi suất danh nghĩa trong nước và lãi suất danh nghĩa nước
it và it
* lần lượt là lạm phát trong nước và lạm phát nước ngoài. Hai đại lượng
ngoài
pt và pt
này được đại diện bởi logarit tự nhiên của chỉ số CPI trong nước và chỉ số CPI nước
ngoài.
Dữ liệu về tỷ giá danh nghĩa được lấy vào cuối tháng
Dữ liệu về chỉ số CPI được thu thập theo tháng với CPI năm gốc 2010 = 100.
Lãi suất danh nghĩa thu thập theo tháng được đại diện bởi lãi suất thị trường tiền
tệ. Ở những quốc gia mà dữ liệu về lãi suất thị trường tiền tệ không có sẵn do
những hạn chế về số liệu thống kê, tác giả dùng lãi suất bình quân liên ngân hàng để
thay thế (như trường hợp của Việt Nam)
Trong trường hợp của Việt Nam, thời gian thu thập dữ liệu là từ tháng 01/1996
đến tháng 07/2015. Trong trường hợp các quốc gia còn lại gồm: Singapore, Thái
Lan, Hàn Quốc, Philippines, Malaysia dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ tháng
01/1994 đến tháng 07/2015.
Tất cả dữ liệu nghiên cứu về tỷ giá, chỉ số giá CPI, lãi suất danh nghĩa trong nước
và lãi suất nước ngoài đối với các nước được nghiên cứu trong bài nghiên cứu này
đều được thu thập từ nguồn dữ liệu của Quỹ Tiền Tệ Thế Giới: International
Financial Statistics (IFS).
3.3. Phƣơng pháp thực nghiệm
Phương pháp nghiên cứu thực nghiệm của bài nghiên cứu này dựa trên phương
pháp thực nghiệm trong bài nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) và đề xuất
của Perron (1989) khi có xem xét đến điểm gãy cấu trúc.
Đầu tiên, người viết xem xét vấn đề về tính dừng của dữ liệu. Các kiểm định
nghiệm đơn vị sẽ được thực hiện trên chuỗi dữ liệu gốc và chuỗi sai phân bậc một
của tỷ giá thực, lãi suất thực. Chúng ta sẽ xem xét các chuỗi này dừng ở chuỗi gốc
20
(Chuỗi I(0)) hay dừng ở chuỗi sai phân bậc 1 (Chuỗi I(1)). Kỳ vọng từ kiểm định
nghiệm đơn vị là các chuỗi dữ liệu không dừng ở chuỗi gốc và khi sử dụng chuỗi
sai phân bậc một thì sẽ dừng. Điều này thể hiện rằng giữa chuỗi tỷ giá thực và chuỗi
lãi suất thực có khả năng tồn tại một mối quan hệ nào đó trong dài hạn. Một vấn đề
đáng lưu ý trong nghiên cứu này là việc xem xét đến điểm gãy cấu trúc. Tương tự
nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010), để tránh việc đưa ra kết luận sai lầm về
chuỗi dữ liệu có dừng hay không khi xất hiện điểm gãy cấu trúc, người viết sử dụng
kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp của Saikkonen và Lütkepohl (2002).
Bước tiếp theo, tiến hành kiểm định đồng liên kết để tìm bằng chứng về khả năng
tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực. Nghiên cứu cũng sử
dụng phép kiểm định đồng liên kết mới được đề xuất bởi Saikkonen và Lütkepohl
(2000) song song với các phép kiểm định truyền thống nhằm tìm ra bằng chứng
thuyết phục về mối quan hệ tỷ giá thực – lãi suất thực khi có xem xét đến điểm gãy
cấu trúc.
Cuối cùng, với kết quả về mối quan hệ đồng liên kết đã tìm được đối với trường
hợp Việt Nam – Mỹ, mô hình VECM được sử dụng để hồi quy nhằm biểu diễn cụ
thể mối quan hệ giữa tỷ giá thực USD/VND và lãi suất thực của Việt Nam – Mỹ.
Đồng thời một số phép kiểm định khác sẽ được thực hiện để kiểm tra tính ổn định
của kết quả hồi quy này.
Như vậy, phương pháp thực nghiệm của bài nghiên cứu có thể tóm tắt như sau:
- Bước 1: Người viết tiến hành kiểm định tính dừng cho các chuỗi dữ liệu nghiên
cứu trong trường hợp Việt Nam – Mỹ. Các phép kiểm định bao gồm kiểm định
ADF, DF – GLS và kiểm định nghiệm đơn vị S&L có xét đến điểm gãy cấu trúc.
- Bước 2: Tiến hành ba phép kiểm định đồng liên kết cho các chuỗi dữ liệu nghiên
cứu trong trường hợp Việt Nam – Mỹ. Theo phương pháp tiếp cận truyền thống sử
dụng kiểm định Johansen Trace Test, theo phương pháp tiếp cận mới, người viết
dùng kiểm định S&L không xét đến điểm gãy cấu trúc và kiểm định S&L có xét đến
điểm gãy cấu trúc.
21
- Bước 3: Sử dụng mô hình VECM để hồi quy hệ số cho phương trình ước lượng
mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực cho trường hợp Việt
Nam – Mỹ. Tiến hành một số kiểm định khác để kiểm tra tính ổn định của kết quả
hồi quy.
- Bước 4: Tiến hành kiểm định tính dừng như ở bước 1 cho trường hợp mở rộng
nhiều quốc gia.
- Bước 5: 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
Qua các bước tiến hành nghiên cứu trên, người viết có thể đi đến kết luận về việc
tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của hai quốc gia.
Chi tiết về các phép kiểm định được thực hiện ở từng bước được trình bày ngay sau
đây.
3.3.1. Kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu.
Kiểm định nghiệm đơn vị trong chuỗi thời gian là một trong những cách thức phổ
biến nhằm kiểm tra tính dừng của dữ liệu. Trong bài nghiên cứu, kiểm định nghiệm
đơn vị được tiến hành đối với 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 cho biết chuỗi dữ
liệu là có tính dừng hay không dừng. Nếu kết quả kiểm định có thể bác bỏ giả thiết
H0: chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị, chúng ta có thể kết luận đây là một chuỗi dừng
và có bậc liên kết bằng không, cách viết khác là chuỗi I(0). Trường hợp ngược lại,
nếu kết quả kiểm định là không thể bác bỏ giả thiết H0 : chuỗi dữ liệu có nghiệm
đơn vị; chúng ta có thể kết luận chuỗi không dừng. Khi đó cần phải tiếp tục tiến
hành kiểm định tính dừng đối với chuỗi sai phân bậc 1. Nếu kết quả tiếp theo cho
thấy chuỗi sai phân bậc 1 không có nghiệm đơn vị, chúng ta có thể kết luận là chuỗi
này có bậc lên kết là 1 hoặc viết là chuỗi I(1).
22
3.3.1.1. Hƣớng tiếp cận truyền thống.
Ở góc độ tiếp cận truyền thống, để kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu, bài nghiên
cứu này sử dụng 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:
∆ = β1+ β2t + δ + (*)
Trong phương pháp kiểm định DF, số hạng sai số ut buộc phải là biến nhiễu trắng
(white noise). Khi số hạng sai số ut có hiện tượng tự tương quan, phương trình ước
lượng (*) của kiểm định DF sẽ tương đương với phương trình sau của kiểm định
ADF:
+ εt (**) ∆ = β1+ β2t + δ + αi ∑
Cặp giả thiết kiểm định sẽ là:
H0 : δ = 1, phương trình có nghiệm đơn vị hay kết luận Yt là không dừng.
H1 : δ < 1, phương trình không có nghiệm đơn vị, hay kết luận chuỗi là chuỗi
dừng.
Kiểm định DF-GLS cũng dựa trên nền tảng là phép kiểm định DF giống như ADF
nhưng thay vì biến đổi để đưa số hạng tự tương quan ut vào trong mô hình như
phương trình (**), phép kiểm định DF-GLS lại tiến hành biến đổi để xử lý tính tự
tương quan của số hạng sai số ut từ đó đưa ra kết quả kiểm định. Phép kiểm định
DF-GLS được tiến hành thông qua hai bước:
- Bước 1: Chuyển hàm hồi quy theo phương pháp theo phương pháp GLS
* có phương sai không thay đổi.
(phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát). Kết quả của bước này sẽ làm cho ut
có phương sai thay đổi trở thành ut
- 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 trong số các phép kiểm định nghiệm
đơn vị truyền thống. Như đã đề cập ở phần trước, phương pháp kiểm định truyền
thống này hoàn toàn không đề cập đến điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được
kiểm định. Hai phép kiểm định này được người viết tiến hành thông qua việc sử
23
dụng phần mềm Eview 9.0. Vì dữ liệu nghiên cứu được thu thập theo tháng, cho
nên độ trễ tối đa cho các phép kiểm định này được xác định là 12. Độ trễ tối ưu cho
các phép kiểm định này sẽ được đề xuất theo tiêu chuẩn AIC (Akaike Information
Criterion) .
3.3.1.2. Hƣớng tiếp cận mới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc.
Bên cạnh các phép kiểm định truyền thống trình bày phần trên, phép kiểm định
nghiệm đơn vị được xây dựng theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl cũng được
áp dụng nhằm xem xét đến sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu.
Theo phép kiểm định nghiệm đơn vị S&L, điểm gãy cấu trúc sẽ được xem xét như
là một biến giả dịch chuyển trong mô hình. Phương trình cơ bản của phép kiểm định
S&L đối với chuỗi dữ liệu khi đó có dạng như sau:
= + ft ( ’Y +
Trong đó, số hạng ft ( ’Y là được gọi là một hàm dịch chuyển (shift function), nó
được thêm vào trong phương trình trên bên cạnh các thành phần khác của chuỗi dữ
liệu Yt . Theo nghiên cứu của Saikkonen và Lütkepohl, có 3 dạng thể hiện khác
nhau của hàm số dịch chuyển này. Tương tự như bài nghiên cứu của Byrne và
Nagayasu (2010), trong bài nghiên cứu này, hàm số dịch chuyển được định nghĩa là
một biến giả, và có dạng thể hiện như sau:
ft ( ’ dt = {
Trong đó TB là thời điểm xảy ra một sự kiện nào đó, tác động mạnh mẽ đến chuỗi
dữ liệu được gọi là điểm gãy cấu trúc. Với dạng thể hiện như trên của hàm số dịch
chuyển, trước khi xảy ra điểm gãy cấu trúc dt sẽ được gán cho giá trị = 0, kể từ thời
điểm TB xảy ra điểm gãy cấu trúc dt sẽ được gán giá trị = 1.
Phép kiểm định nghiệm đơn vị có xét đến điểm gãy cấu trúc của Saikkonen và
Lütkepohl được người viết tiến hành bằng việc sử dụng phần mềm JMulti, trong đó
tương tự hướng tiếp cận truyền thống, độ trễ tối đa trong kiểm định là 12, độ trễ tối
24
ưu đưa vào sử dụng lựa chọn theo tiêu chuẩn AIC. Thời điểm xảy ra điểm gãy cấu
trúc được đề xuất tự động bởi phần mềm JMulti dựa trên dữ liệu được khai báo. Sau
đó điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được đề xuất sẽ được đối chiếu lại với
những sự kiện thực tế đã xảy ra trong quá khứ. Từ đó người viết lựa chọn điểm gãy
phù hợp sử dụng trong kiểm định.
Giả thuyết của kiểm định nghiệm đơn vị S&L như sau:
- H0 : chuỗi dữ liệu có nghiệm đơn vị (chuỗi không dừng)
- H1 : chuỗi dữ liệu không có nghiệm đơn vị (chuỗi dừng)
Nếu trị tuyệt đối của giá trị thống kê t lớn hơn trị tuyệt đối của giá trị t tới hạn
(Critical value) theo đề xuất của Lanne et al. (2002), chúng ta đi đến bác bỏ giả thiết
H0. Kết luận chuỗi dữ liệu có tính dừng. Ngược lại kết luận chuỗi dữ liệu không có
tính dừng. Khi đó người viết tiếp tục các thao tác trên để tiến hành kiểm tra tính
dừng cho chuỗi sai phân bậc một.
3.3.2. Kiểm định đồng liên kết.
Từ kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu tỷ giá thực qt, lãi suất thực trong * người viết tiến hành kiểm định tính đồng liên nước rt và lãi suất thực nước ngoài rt
kết của các chuỗi dữ liệu này.
Theo Engle và Granger (1987), nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian
không dừng có thể là một chuỗi dừng thì các chuỗi thời gian không dừng đó được
cho là có tính đồng liên kết. Kết hợp tuyến tính đó được gọi là phương trình đồng
liên kết. Nó thể hiện mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến trong mô
hình. Điều này có nghĩa là nếu phần dư trong mô hình hồi quy giữa các chuỗi thời
gian không dừng có tính dừng, thì kết quả hồi quy là phù hợp và thể hiện mối quan
hệ cân bằng dài hạn giữa các biến trong mô hình.
Khi tiến hành kiểm định đồng liên kết, Bên cạnh hướng tiếp cận truyền thống sử
dụng phép kiểm định đồng liên kết Johansen Trace Test, bài nghiên cứu cũng tiếp
cận theo hướng mới sử dụng phép kiểm định đồng liên kết được xây dựng bởi
Saikkonen và Lütkepohl. Trong kiểm định S&L, đầu tiên người viết thực hiện kiểm
25
định đồng liên kết mà không xem xét đến điểm gãy cấu trúc, sau đó thực hiện lại
kiểm định với việc đưa điểm gãy cấu trúc vào mô hình kiểm định.
3.3.2.1. Hƣớng tiếp cận truyền thống
Tương tự Byrne và Nagayasu (2010), người viết sử dụng kiểm định Johansen
Trace Test để kiểm định tính đồng liên kết giữa các chuỗi dữ liệu.
Giả sử có mô hình ước lượng có dạng như sau:
Yt = β1Yt-1 + β2Yt-2 + …. + βkYt-k + ut
(gx1) (g x g)(g x 1) (g x g) (g x 1) (g x g) (g x 1) (g x 1)
Từ mô hình này, mô hình VECM có thể được viết như sau:
∆ Yt = A Yt-k + B1 ∆ Yt-1 + B2 ∆ Yt-2 + …. + Bt-k∆ Yt-(k-1) + ut
Trong đó:
- Thành phần [A Yt-k] được gọi là thành tố hiệu chỉnh sai số (Error Correction
Terms)
- Thành phần [B1 ∆Yt-1 + B2 ∆Yt-2 + …. + Bt-k ∆Yt-(k-1) + ut] thể hiện VAR
trong sai phân.
- Ig - Ma trận A = ∑
Tiến hành các phép biến đổi đại số tuyến tính, chúng ta có được hạng của ma trận
A = r. Kiểm định đồng liên kết chính là tiến hành kiểm định hạng của ma trận A.
Ma trận A không thể có hạng r = g, bởi vì điều này tương đương với các chuỗi dữ
liệu gốc yt có tính dừng.
Nếu 1< r < g: các chuỗi dữ liệu có nhiều hơn 1 mối quan hệ đồng liên kết.
Nếu các giá trị thống kê kiểm định lớn hơn giá trị thống kê tới hạn (Critical value)
trong bảng giá trị thống kê Johansen, giả thiết H0 có r (r = 0,1,2…g-1) vector đồng
liên kết sẽ bị bác bỏ, chấp nhận giả thiết thay thế là có nhiều hơn r vector đồng liên
kết. Tiếp tục lặp lại bước kiểm định giá trị r cho đến khi không thể bác bỏ giả thiết
H0 , khi đó r chính là số đồng liên kết. Phần mềm Eview được người viết sử dụng để
thực hiện kiểm định đồng liên kết Johansen, trong đó độ trễ tối đa là 12, độ trễ tối
ưu được xác định dựa theo tiêu chuẩn AIC.
26
3.3.2.2. Hƣớng tiếp cận mới theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl
Tương tự với kiểm định nghiệm đơn vị mà Saikkonen và Lütkepohl đã xây dựng,
yếu tố điểm gãy cấu trúc được xem xét đưa vào mô hình ước lượng như là 1 biến
giả dịch chuyển (shift dummy). Mô hình ước lượng khi đó có dạng như sau:
Yt = β1Yt-1+ β2Yt-2+ …. + βkYt-k+ δdt + ut
Với dt = {
Sau đó, phép kiểm định đồng liên kết S&L tính toán các giá trị thống kê và xem
xét các cặp giả thuyết tương tự như cách thức tiến hành ở cách tiếp cận truyền thống
như phép kiểm định Johansen. Việc tiến hành kiểm định đồng liên kết theo
Saikkonen và Lütkepohl được thực hiện bằng việc sử dụng phần mềm Jmulti. Độ trễ
của mô hình kiểm định được chọn lựa theo tiêu chí AIC với độ trễ tối đa được xác
định là 12.
Đối với kiểm định đồng liên kết theo phương pháp xây dựng bởi Saikkonen và
Lütkepohl, đầu tiên người viết thực hiện kiểm định mà không đưa xét biến giả là
điểm gãy cấu trúc. Sau đó thực hiện lại kiểm định với biến giả đại diện cho điểm
gãy cấu trúc. Từ đó làm rõ vai trò của điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ cân
bằng dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực các quốc gia.
3.3.3. Mô hình vector hiệu chỉnh sai số VECM.
Khi hồi quy mô hình với các biến là chuỗi thời gian thì yêu cầu đặt ra là các chuỗi
này phải dừng. Nếu các chuỗi này không dừng thì kết quả hồi quy sẽ gọi là kết quả
hồi quy giả mạo. Do đó thông thường trong trường hợp chuỗi chưa dừng thì chuỗi
đó sẽ được lấy sai phân cho đến khi chuỗi thu được là chuỗi dừng. Vấn đề đặt ra là
khi hồi quy các chuỗi sai phân đó rất có thể sẽ dẫn đến việc bỏ sót những thông tin
dài hạn trong mối quan hệ giữa các biến.
Mô hình VECM là một dạng của mô hình VAR tổng quát, được sử dụng trong
trường hợp chuỗi dữ liệu là không dừng và chứa đựng mối quan hệ đồng liên kết.
Dạng tổng quát của mô hình VECM như sau:
27
[ ] [ ] ∑
Trong đó:
] được gọi là thành tố hiệu chỉnh sai số (Error - Thành phần [ ] [
Correction Terms), [ ] là ma trận các hệ số mối quan hệ dài hạn.
- Thành phần ∑ phản ánh mối quan hệ trong ngắn giữa các biến số.
Khi xem xét đến điểm gãy cấu trúc có thể xuất hiện trong chuỗi dữ liệu theo thời
gian, phương trình hồi quy VECM có dạng như sau:
[ ] [ ] ∑ ∑
Trong đó ∑ thể hiện điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu.
Theo đề xuất của Saikkonen và Lütkepohl, nếu các biến trong mô hình ước lượng
tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết, khi đó, hồi quy mô hình VECM có thể được
tiến hành theo phương pháp hai giai đoạn của S&L. Giai đoạn đầu liên quan đến
việc đánh giá mối quan hệ dài hạn. Nếu chỉ có một quan hệ đồng liên kết được tìm
thấy từ kiểm định S&L thì mối quan hệ này cũng sẽ xảy ra trong bối cảnh công thức
đơn của mô hình VECM, được đánh giá bởi mô hình OLS, và được tham số lại
bằng cách tiêu chuẩn hóa hệ số tỷ giá hối đoái thực. Giai đoạn hai liên quan đến
việc đánh giá lại toàn bộ hệ thống bằng phương pháp OLS, bao gồm vector đồng
liên kết đã xác định trong giai đoạn 1 cũng như các biến ngoại sinh.
Trong trường hợp giữa hai quốc gia Việt Nam – Mỹ, từ kiểm định mối quan hệ
đồng liên kết cho ra kết quả có một mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi dữ
liệu tỷ giá thực và lãi suất thực, từ đó cho phép tiến hành hồi quy VECM hai giai
đoạn như phương pháp trình bày phía trên. Phương trình dài hạn biểu diễn sự thay
đổi trong lãi suất thực giải thích cho sự thay đổi trong tỷ giá thực USD/VND. Sau
28
đó một số phép kiểm định như kiểm định Tau, kiểm định Eigenvalue được tiến hành
nhằm đánh giá tính ổn định của mô hình.
29
CHƢƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Kết quả nghiên cứu thực nghiệm trong trƣờng hợp Việt Nam – Mỹ.
4.1.1. Kết quả kiểm định tính dừng chuỗi dữ liệu.
Tương tự như nghiên cứu của Joseph P. Byrne, Jun Nagayasu (2010), người viết
sử dụng phương pháp truyền thống lẫn phương pháp hiện đại khi kiểm định tính
dừng của chuỗi dữ liệu về tỷ giá hối đoái thực (qt ), lãi suất thực trong nước (rt) và *) bao gồm: Kiểm định ADF, kiểm định DF-GLS và lãi suất thực ở ngước ngoài (rt
phương pháp kiểm định mới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc của Saikkonen &
Lütkepohl (2002) - kiểm định S&L.
Giả thiết H0 được đưa ra là tỷ giá thực, lãi suất thực tiền nghiệm và lãi suất thực
hậu nghiệm của Việt Nam và Mỹ không có tính dừng.
4.1.1.1. Kết quả kiểm định tính dừng theo phƣơng pháp truyền thống.
Bảng 4.1: Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1
Biến Bậc liên kết
Độ trễ Độ trễ 𝑡𝛼 𝑡𝛼
-0.046050 1 -13.22932*** 0 I(1) q
Lãi suất thực tính theo phương pháp tiền nghiệm (Ex ante)
-1.474892 -14.13733*** 0 0 I(1) r*
-3.073970** 1 I(0) r
Lãi suất thực tính theo phương pháp hậu nghiệm (Ex post)
-1.25963 2 -11.74098*** 1 I(1) r*
-2.315447 12 -5.081169*** 11 I(1) r
30
*
Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực qt , lãi suất thực Việt Nam rt và lãi suất thực ở Mỹ rt
được thu thập từ tháng 01/1996 đến tháng 07/2015. Độ trễ thích hợp của mỗi
trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn đánh giá AIC với độ trễ tối đa là 12. Kiểm
định tính dừng cở chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một có tính đến hệ số chăn. Các
ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Sử dụng phép kiểm định ADF, có thể nhận thấy rằng giá trị thống kê t của các
chuỗi gốc tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực Mỹ dù là được tính theo phương
pháp tiền nghiệm hay phương pháp hậu đều có trị tuyệt giá trị thống kê t nhỏ hơn
giá trị tới hạn với mức ý nghĩa a = 10%, vì vậy không thể bác bỏ giả thiết H0. Khi
tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi sai phân bậc 1 của những chuỗi này kết
quả cho thấy trị tuyệt đối giá trị thống kê t lớn hơn giá trị tới hạn của mức ý nghĩa
a=1%. Bác bỏ giả thuyết H0. Hay nói các khác, những chuỗi này không dừng ở
chuỗi gốc nhưng dừng ở chuỗi sai phân bậc 1.
Đối với chuỗi lãi suất thực Việt Nam, kết quả kiểm định chỉ ra rằng chuỗi này
dừng tại chuỗi gốc (chuỗi I(0)) khi tính theo phương pháp tiền nghiệm nhưng dừng
tại chuỗi sai phân bậc 1 (chuỗi I(1)) khi tính theo phương pháp hậu nghiệm.
Hầu hết các chuỗi dữ liệu đều không dừng ở chuỗi gốc nhưng dừng ở chuối sai
phân bậc 1. Điều này mang ý nghĩa về khả năng tồn tại mối quan hệ trong dài hạn
giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của Việt Nam và Mỹ.
Bảng 4.2: Bảng kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF-GLS
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 Biến Bậc liên kết
Độ trễ Độ trễ
-0.637387
𝑡𝛼 𝑡𝛼 11 -0.083549 1 q
Lãi suất thực tính theo phương pháp tiền nghiệm (Ex ante)
-0.521024 0 -0.801312 11 r*
-0.912008 1 -1.471727 11 r
31
Lãi suất thực tính theo phương pháp hậu nghiệm (Ex post)
I(1) -0.412279 2 -11.60708*** 1 r*
*
-0.514380 12 -1.508236 11 r
Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực qt , lãi suất thực Việt Nam rt và lãi suất thực ở Mỹ rt
được thu thập từ tháng 01/1996 đến tháng 07/2015. Độ trễ thích hợp của mỗi
trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn đánh giá AIC với độ trễ tối đa là 12. Kiểm
định tính dừng ở chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một có tính đến hệ số chặn. Các
ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Dựa vào bảng 4.2, kết quả chỉ ra rằng giá trị thống kê t của các chuỗi gốc tỷ giá * dù là được tính theo thực qt, lãi suất thực trong nước rt, lãi suất thực nước ngoài rt
phương pháp tiền nghiệm hay phương pháp hậu đều có giá trị tuyệt đối nhỏ hơn giá
trị tới hạn với mức ý nghĩa a = 10% , vì vậy không thể bác bỏ giả thiết H0.
Khi tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị tại chuỗi sai phân bậc 1 thì chỉ có chuỗi
sai phân bậc 1 của lãi suất thực của Mỹ tính theo phương pháp hậu nghiệm là chuỗi
dừng. Tuy nhiên chuỗi này lại không dừng khi tính theo phương pháp tiền nghiệm.
Hai phép kiểm định tiếp cận theo hướng truyền thống đưa ra kết quả không đồng
nhất với nhau. Kiểm định ADF cho thấy ngoại trừ chuỗi lãi suất thực Việt Nam tính
theo phương pháp tiền nghiệm dừng ở chuỗi gốc còn các chuỗi còn lại dừng ở chuỗi
sai phân bậc, trong khi kiểm định DF – GLS lại cho thấy chỉ có lãi suất thực của Mỹ
tính theo phương pháp hậu nghiệm là chuỗi I(1), các chuỗi còn lại chưa dừng ở sai
phân bậc 1. Điều này đặt ra vấn đề cần phải có một phép kiểm định mới phù hợp
hơn để có thể khẳng định về tính dừng của chuỗi dữ liệu.
4.1.1.2. Kết quả kiểm định tính dừng có xem xét điểm gãy cấu trúc.
Ngoài hướng tiếp cận truyền thống sử dụng kiểm định ADF, DF-GLS, người viết
còn sử dụng phép kiểm định nghiệm đơn vị theo hướng tiếp cận của Saikkonen và
32
Lütkepohl (2000) khi xem xét đến điểm gãy cấu trúc trong chuỗi sư liệu nhằm kiểm
tra tính dừng của chuỗi dữ liệu.
Theo nghiên cứu của Perron (1989), khi xuất hiện điểm gãy cấu trúc trong chuỗi
dữ liệu, kết quả của các phép kiểm định có thể sẽ mắc phải sai lầm. Do đó, tương tự
Joseph P. Byrne, Jun Nagayasu (2010), trong bài nghiên cứu này người viết sử dụng
kiểm định nghiệm đơn vị có xem xét điểm gãy cấu trúc của Saikkonen và Lütkepohl
(2002). Kiểm định này được thực hiện bởi phần mềm JMulti 4.24. Trong đó, ngoài
các nhân tố lựa chọn độ trễ, hệ số chặn hay xu hướng…, phần mềm này cũng tiến
hành đánh giá và đề xuất các thời điểm có thể xảy ra điểm gãy cấu trúc xuất hiện
trong các chuỗi dữ liệu.
Bằng việc đưa biến giả đại diện cho các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu vào
trong mô hình kiểm định, phép kiểm định nghiệm đơn vị Saikkonen và Lütkepohl
được tiến hành và kết quả được trình bày trong bảng 4.3.
Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S&L Test
Chuỗi gốc Chuỗi sai phân bậc 1 Điểm gãy Bậc Biến
cấu trúc liên kết Độ trễ Độ trễ
𝑡𝛼 𝑡𝛼 0.3288 0 -2.8817** 0 2011 M2 I(1) q
Lãi suất thực tính theo phương pháp tiền nghiệm (Ex ante)
2008 -1.8161 -13.8676*** 0 I(1) 0 r* M12
1 -2.5146 - 4.5754*** 2008 M6 I(1) 0 r
Lãi suất thực tính theo phương pháp hậu nghiệm (Ex post)
-1.2918 2 -8.6818*** 1 2009 M1 I(1) r*
1.5258 12 -2.8530** 11 2008 M6 I(1) r
33
Độ trễ của mỗi trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ AIC với
độ trễ tối đa là 12. Kiểm định tính dừng ở chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một có
tính đến hệ số chặn. Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa
10%, 5% và 1%. Các điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu được đề xuất bởi phần
mềm JMulti 4.24.
Kết quả kiểm định cho thấy trị tuyệt đối giá trị thống kê t của các chuỗi tỷ giá
thực, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực Mỹ dù được tính theo phương pháp
tiền nghiệm hay hậu nghiệm đều có giá trị nhỏ hơn giá trị tới hạn với mức ý nghĩa
do đó không thể bác bỏ giả thiết H0: chuỗi không dừng.
Tuy nhiên khi kiểm định nghiệm đơn vị các chuỗi sai phân bậc 1 của tỷ giá thực
và lãi suất thực Việt Nam và Mỹ tính theo phương pháp tiền nghiệm hay hậu
nghiệm đều đạt kết quả giá trị thống kê t cho phép bác bỏ giả thuyết H0. Kết luận
chuỗi sai phân bậc 1 có tính dừng.
Như vậy, khi tiếp cận theo hướng truyền thống, kết quả kiểm định không đồng
nhất giữa 2 phép kiểm định ADF và DF – GLD khiến chúng ta khó có thể kết luận
được về tính dừng của chuỗi dữ liệu. Khi tiếp cận theo phướng pháp mới, bằng việc
đưa điểm gãy cấu trúc vào mô hình kiểm định, kết quả kiểm định S&L test cho thấy
các chuỗi dữ liệu mà mô hình đang xem xét là chuỗi I (1).
Các điểm gãy cấu trúc khi kiểm định S&L được phần mềm Jmulti đề xuất, người
viết đối chiếu lại với những sự kiện thực tế và nhận thấy như sau:
- Đối với chuỗi tỷ giá USD/VND, phần mềm đề xuất điểm gãy cấu trúc là tháng 2
năm 2011. Xem xét lại các diễn biến của tỷ giá USD/VND giai đoạn 2010 – 2011,
người viết nhận thấy có một số mốc sự kiện như sau:
Ngày 17/08/2010, Ngân hàng Nhà nước đột ngột tăng tỷ giá USD/VND thêm
2,1%. Từ USD/VND 18,544 lên USD/VND 18,932. Thị trường ngoại hối những
tháng cuối năm 2010 luôn ở tình trạng căng thẳng. Cầu ngoại tệ lớn cho nhập khẩu
và tình trạng nhập siêu tăng cao, lo ngại tình hình kinh tế toàn cầu chưa có dấu hiệu
khởi sắc khiến giá USD tăng trên thế giới dẫn đến các doanh nghiệp, nhà đấu tư có
xu hướng găm giữ ngoại tệ do e ngại không thể mua lại khi có nhu cầu, lạm phát có
34
xu hướng gia tăng, giá vàng thế giới tăng cao tác động bất lợi ở nhiều mặt. Tình
hình căng thẳng của tỷ giá USD/VND cuối năm 2010 được kéo dài sang đầu năm
2011.
Đến ngày 11/02/2011: Ngân hàng Nhà nước có quyết định tăng tỷ giá đến 9,3% từ
USD/VND 18,932 lên USD/VND 20,67, mức tăng cao nhất trong lịch sử. Bên cạnh
việc tăng tỷ giá, Ngân hàng nhà nước cũng siết biên độ từ +/-3% xuống còn +/-1%.
Như vậy điểm gãy cấu trúc trong chuỗi tỷ giá USD/VND do phần mềm JMulti đề
xuất là tháng 02/2011 là hoàn toàn phù hợp. (hình 4.1)
Hình 4.1: Đồ thị biến động của chuỗi tỷ giá thực USD/VND
35
Hình 4.2: Đồ thị biến động của chuỗi lãi suất thực Việt Nam
- Đối với chuỗi lãi suất của Việt Nam, những tháng đầu năm 2008, cuộc đua lãi suất
giữa các ngân hàng bùng nổ, biểu hiện đầu tiên là sự leo thang của lãi suất qua đêm
trên liên ngân hàng: nếu tuần đầu tháng 02/2008 lãi suất qua đêm chỉ là 17% thì
sang tuần thứ 2 lãi suất đã tăng lên thành 21%. Tương tự như vậy nếu lãi suất huy
động đầu tháng 01/2008 khoảng 8,5% thì cuối tháng 02/2008 các ngân hàng bắt đầu
tăng lãi suất lên 10%. Đầu tiên là VPBank trở thành ngân hàng có mức lãi suất cao
nhất lên đến 10,5% (18/02/2008), tuy nhiên 1 ngày sau đó SeaBank đã huy động lên
tới mức 10.68% và 12% vào ngày 20/02/2008. Sau đó DongA Bank và ABBank tức
thì có lãi suất cao nhất 13,56%/năm và 13,8%/năm. Đến 27/2/2008, SeABank tiếp
tục nâng lãi suất tới 14,4%/năm cùng với chính sách thưởng vàng. Việc tranh đua
lãi suất giữa các ngân hàng thương mại diễn ra rất quyết liệt. Dưới những biến động
không tưởng như trên, vào tháng 06/2008, lãi suất liên ngân hàng đã được điều
chỉnh từ 7.5%/ năm lên thành 14%/ năm.Thời điểm này hoàn toàn trùng khớp với
điểm gãy cấu trúc do phần mềm JMulti đề xuất cho chuỗi lãi suất Việt Nam.
36
Hình 4.3: Đồ thị biến động của chuỗi lãi suất thực Mỹ
- Đối với chuỗi lãi suất của Mỹ, khi khủng hoảng tín dụng nhà ở thứ cấp nổ ra, Cục
Dự trữ Liên bang Mỹ (FED) can thiệp bằng cách hạ lãi suất và tăng mua các loại
chứng khoán đảm bảo bằng tài sản thế chấp. Đến khi tình hình phát triển thành
khủng hoảng tài chính từ tháng 08/2007, FED đã tiếp tục tiến hành các biện pháp
nới lỏng tiền tệ để tăng thanh khoản cho các tổ chức tài chính. Cụ thể là lãi suất cho
vay qua đêm liên ngân hàng đã được giảm từ 5,25% qua 6 đợt xuống còn 2% chỉ
trong vòng chưa đầy 8 tháng (18/9/2007-30/4/2008). Lãi suất này sau đó còn tiếp
tục giảm và đến ngày 16/12/2008 chỉ còn 0,25%, mức lãi suất gần 0 hiếm thấy. Như
thế, đề xuất của phần mềm Jmulti về điểm gãy cấu trúc là tháng 12/2008 đối với
chuỗi lãi suất thực tiền nghiệm của Mỹ, và tháng 01/2009 đối với chuỗi lãi suất thực
hậu nghiệm của Mỹ là phù hợp với tình hình xảy ra trong thực tế (hình 4.3)
Dựa trên kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo 2 hướng tiếp cận:truyền thống và
hướng tiếp cận mới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu, ta có thể
khẳng định những chuỗi dữ liệu đang xem xét có tính dừng ở bậc 1. Từ kết quả này,
người viết tiến hành bước kiểm định tiếp theo, kiểm định tính đồng liên kết nhằm đi
tìm bằng chứng về mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các chuỗi dữ liệu.
37
4.1.2. Kiểm định đồng liên kết.
4.1.2.1. Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen.
Sau khi kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF chỉ ra rằng phần lớn các chuỗi dữ
liệu là chuỗi I (1), điều này thể hiện là giữa các biến có mối tồn tại mối quan hệ
trong dài hạn. Kiểm định đồng liên kết Johansen trace test được thực hiện nhằm
kiểm tra mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của hai nước Việt
Nam và Mỹ. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo hướng tiếp cận này được trình
bày trong Bảng 4.4
Bảng 4.4 : Kết quả kiểm định đồng liên kết Johansen Trace Test
Johansen Trace Test Ho: r-0 Ho: r=1 Ho: r=2 Lag
Lãi suất thực tính theo phương pháp tiền nghiệm (Ex ante)
2 q, r, r* 0.024223 [0.8762]
3 q, r
1 q, r*
3 r, r* 18.84363 [0.5042] 14.73494 [0.0649] 8.151637 [0.4493] 13.62607 [0.0938] 5.820784 [0.7166] 0.051987 [0.8196] 0.136819 [0.7115] 1.518642 [0.2178]
Lãi suất thực tính theo phương pháp hậu nghiệm (Ex post)
3 q, r, r* 0.159916 [0.6892]
3 q, r
2 q, r*
3 r, r* 20.71916 [0.3754] 14.83491 [ 0.0627] 7.343794 [0.5380] 14.31298 [ 0.0747] 6.094185 [0.6844] 0.038902 [0.8436] 0.196698 [0.6574] 1.516064 [0.2182]
Ghi chú: Chiều dài của chuỗi dữ liệu kéo dài từ tháng 1/1996 đến tháng 7/2015.
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
38
trace test 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%.
Kết quả bảng 4.4 cho thấy các giá trị thống kê t không có khả năng bác bỏ giả
thuyết H0 ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%, do đó không có mối quan hệ đồng liên kết
giữa các biến tỷ giá hối đoái thực (q), lãi suất thực Việt Nam (r), lãi suất thực Mỹ
(r*) và không có đồng liên kết giữa các cặp biến tương ứng dù được tính theo
phương pháp tiền nghiệm hay thực nghiệm
Như vậy, tiếp cận theo hướng truyền thống, sử dụng kiểm định đồng liên kết
Johansen, người viết không tìm ra bằng chứng khẳng định mối quan hệ trong dài
hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực 2 nước Việt Nam, Mỹ. Kết quả này tương đồng
với nghiên cứu của Joseph P. Byrne, Jun Nagayasu (2010) khi hai ông thực hiện
phép kiểm định đồng liên kết Johansen để tìm ra được bằng chứng về mối quan hệ
giữa tỷ giá thực – lãi suất thực trong trường hợp giữa Anh và Mỹ.
Để tìm ra bằng chứng rõ ràng hơn trong mối quan hệ giữa tỷ giá thực – lãi suất thực
trong trường hợp giữa Việt Nam và Mỹ, các kiểm định theo hướng tiếp cận mới
trong đó có xét đến điểm gãy cấu trúc.
4.1.2.2. Kết quả kiểm định đồng liên kết S&L.
Trong hướng tiếp cận mới, người viết sử dụng kiểm định đồng liên kết của
Saikkonen và Lütkepohl trong hai trường hợp: có xem xét và không xem xét đến
điểm gãy cấu trúc. Mục đích của việc làm này là để hiểu rõ hơn về tầm quan trọng
của việc cân nhắc đến vấn đề điểm gãy cấu trúc trong quá trình kiểm định đồng liên
kết. Kết quả kiểm định trong hai trường hợp được trình bày trong các bảng 4.5 và
bảng 4.6
39
Bảng 4.5: Kết quả kiểm định đồng liên kết S&L không có điểm gãy cấu trúc
S&L Trace Test Ho: r-0 Ho: r=1 Ho: r=2 Lag
without regime shifts Lãi suất thực tính theo phương pháp tiền nghiệm (Ex ante)
q, r, r* 2 0.46 [0.5564]
q, r 3
q, r* 1
r, r* 3 4.38 [0.6571] 0.09 [0.8168] 0.43 [0.5723] 0.12 [0.7875]
7.69 [0.9563] 1.87 [0.9519] 3.92 [0.7218] 2.61 [0.8862] Lãi suất thực tính theo phương pháp hậu nghiệm (Ex post)
q, r, r* 3 0.8 [0.4246]
q, r 3
q, r* 2
r, r* 3 7.67 [0.9571] 1.8 [0.9564] 3.6 [0.7656] 2.1 [0.9341] 4.17 [0.6871] 0.26 [0.6703] 0.5 [0.5369] 0.08 [0.8332]
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%.
Kết quả bảng 4.5 cho thấy khi sử dụng phép kiểm định đồng liên kết theo để xuất
của S&L, nhưng không xem xét đưa điểm gãy cấu trúc vào mô hình kiểm định thì
không tồn tại mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến tỷ giá thực, lãi suất thực Việt
Nam, lãi suất thực Mỹ và không có mối quan hệ giữa các cặp biến tương ứng ở cả
lãi suất thực tiền nghiệm và lãi suất thực hậu nghiệm.
Trong kiểm định nghiệm đơn vị S&L, phần mềm JMulti có đề xuất các điểm gãy
cấu trúc trong mỗi chuỗi dữ liệu. Ứng với ba chuỗi dữ liệu tỷ giá thực, lãi suất thực
của Việt Nam và Mỹ chúng ta tìm được ba thời điểm khác nhau xảy ra điểm gãy
cấu trúc. Người viết tiếp tục thực hiện lại phép kiểm định đồng liên kết S&L nhưng
40
có đưa thêm các biến giả đại diện cho điểm gãy trong các chuỗi dữ liệu: tỷ giá
USD/VND (tháng 02/2011), chuỗi lãi suất thực Việt Nam (tháng 06/2008 trong cả
hai trường hợp tiền nghiệm và hậu nghiệm) và chuỗi lãi suất thực Mỹ (lần lượt là
tháng 12/2008 cho chuỗi lãi suất thực tiền nghiệm và tháng 01/2009 cho chuỗi lãi
suất thực hậu nghiệm).
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định đồng liên kết S&L có xem xét đến điểm gãy cấu trúc
S&L Trace Test
Ho: r-0 Ho: r=1 Ho: r=2 Lag Shift Date
with regime shifts
Lãi suất thực tính theo phương pháp tiền nghiệm (Ex ante)
29.01** 6.17 0.6 2 2008 M6 q, r, r* [0.0431] [0.7566] [0.8970]
33.39** 7.29 1.36 2 2011 M2 q, r, r* [0.0104] [0.6295] [0.6971]
28.17* 8.08 0 2 2008 M12 q, r, r* [0.0554] [0.5382] [1.0000]
22.63*** 0.22 2 2011 M2 q, r [0.0027] [0.9774]
27.00*** 1.05 7 2008 M6 q, r [0.0004] [0.7793]
5.93 0.09 1 2011 M2 q, r* [0.7816] [0.9948]
7.53 0.51 1 2008 M12 q, r* [0.6019] [0.9178]
9.04 5.21 7 2008 M6 r, r* [0.4321] [0.1145]
8.81 0.65 7 2011 M2 r, r* [0.4573] [0.8849]
41
Lãi suất thực tính theo phương pháp hậu nghiệm (Ex post)
29.30** 4.44 0 1 2008 M6 q, r, r* [0.0395] [0.9131] [1.0000]
30.05** 4.35 0.08 1 2011 M2 q, r, r* [0.0313] [0.9192] [0.9956]
32.65** 9.73 0.01 1 2008 M12 q, r, r* [0.0134] [0.3631] [0.9999]
36.70*** 0.86 7 2011 M2 q, r [0.0000] [0.8310]
27.86*** 0.89 7 2008 M6 q, r [0.0002] [0.8209]
6.59 0.03 2 2011 M2 q, r* [0.7104] [0.9993]
6.11 0.02 2 2008 M12 q, r* [0.7632] [0.9995]
7.51 3.77 4 2008 M6 r, r* [0.6034] [0.2374]
10.56 1.08 12 2011 M2 r, r* [0.2898] [0.7714]
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%.
Dựa vào kết quả bảng 4.6, người viết nhận thấy tồn tại mối quan hệ đồng liên kết
giữa các biến tỷ giá thực, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực Mỹ ở lãi suất thực
tiền nghiệm trong trường hợp điểm gãy cấu trúc là 2008M6 và 2011M2 và 2008M2
có ý nghĩa thống kê ở mức 5%, trường hợp điểm gãy cấu trúc là 2008M12 có ý
nghĩa thông kê ở mức 10% (Hình 4.4)
42
S&L Test for: Qt Rausa Ravn
included dummy variables: M22011
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
included lags (levels): 2
trend and intercept included
response surface computed:
r0 LR pval 90% 95% 99%
-----------------------------------------------
0 33.39 0.0104 26.07 28.52 33.50
1 7.29 0.6295 13.88 15.76 19.71
2 1.36 0.6971 5.47 6.79 9.73
S&L Test for: Qt Rausa Ravn
included dummy variables: M122008
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
included lags (levels): 2
trend and intercept included
response surface computed:
r0 LR pval 90% 95% 99%
-----------------------------------------------
0 28.17 0.0554 26.07 28.52 33.50
1 8.08 0.5382 13.88 15.76 19.71
2 0.00 1.0000 5.47 6.79 9.73
Hình 4.4: Kết quả kiểm định đồng liên kết các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực tiền
nghiệm có xét đến điểm gãy cấu trúc
Đối với chuỗi lãi suất thực hậu nghiệm, mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến tỷ
giá thực, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực Mỹ ở cả 3 trường hợp điểm gãy:
2008M6, 2011M2 và 2008M2 và đều có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. (Hình 4.5)
43
S&L Test for: Qt Rpusa Rpvn
included dummy variables: M62008
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
included lags (levels): 1
trend and intercept included
response surface computed:
r0 LR pval 90% 95% 99%
-----------------------------------------------
0 29.30 0.0395 26.07 28.52 33.50
1 4.44 0.9131 13.88 15.76 19.71
2 0.00 1.0000 5.47 6.79 9.73
S&L Test for: Qt Rpusa Rpvn
included dummy variables: M22011
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
included lags (levels): 1
trend and intercept included
response surface computed:
r0 LR pval 90% 95% 99%
-----------------------------------------------
0 30.05 0.0313 26.07 28.52 33.50
1 4.35 0.9192 13.88 15.76 19.71
2 0.08 0.9956 5.47 6.79 9.73
44
S&L Test for: Qt Rpusa Rpvn
included dummy variables: M122008
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
included lags (levels): 1
trend and intercept included
response surface computed:
r0 LR pval 90% 95% 99%
-----------------------------------------------
0 32.65 0.0134 26.07 28.52 33.50
1 9.73 0.3631 13.88 15.76 19.71
2 0.01 0.9999 5.47 6.79 9.73
Hình 4.5: Kiểm định đồng liên kết các chuỗi tỷ giá thực và lãi suất thực hậu nghiệm
có xét đến các điểm gãy cấu trúc
Như vậy, thực hiện kiểm định đồng liên kết theo phương pháp của Saikkonen và
Lütkepohl có xem xét đến điểm gãy cấu trúc đã khẳng định sự tồn tại của mối quan
hệ đồng liên kết giữa tỷ giá thực và lãi suất thực. Kết quả này giúp chúng ra rút ra
hai kết luận quan trọng sau đây:
- Thứ nhất: Tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa các chuỗi không dừng đang
nghiên cứu là tỷ giá thực và lãi suất thực.
- Thứ hai: Hướng tiếp cận truyền thống, chưa xem xét đến điểm gãy cấu trúc, mối
quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi dữ liệu dường như không tồn tại. Nhưng chỉ
khi xem xét đến điểm gãy cấu trúc thì mối quan hệ trong dài hạn mới hiện rõ. Điều
này thể hiện vai trò quan trọng của điểm gãy cấu trúc trong việc tìm ra mối quan hệ
trong dài hạn giữa tỷ giá thực USD/VND và lãi suất thực ở Việt Nam và ở Mỹ.
4.1.3. Ƣớc lƣợng mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực USD/VND và lãi suất
thực giữa hai quốc gia Việt Nam – Mỹ.
Từ kết quả kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu và kết quả kiểm định đồng liên
kết, người viết đã khẳng định tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực
45
USD/VND, lãi suất thực Việt Nam và lãi suất thực Mỹ. Tiếp theo người viết tiến
hành sử dụng mô hình hồi quy VECM để hồi quy hệ số phương trình ước lượng mối
quan hệ trong dài hạn, sau đó tiến hành một số kiểm định phụ nhằm kiểm tra tính ổn
định của mô hình ước lượng.
4.1.3.1. Mô hình ƣớc lƣợng VECM
Với bằng chứng về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực giữa Việt
Nam và Mỹ, mô hình hồi quy vector sai số sửa lỗi VECM được sử dụng hồi quy
phương trình dài hạn biểu diễn cho mối quan hệ này. Trong phần kiểm định đồng
liên kết có xét đến điểm gãy cấu trúc, điểm gãy 2008M6 cho kết quả có ý nghĩa
thống kê ở mức 5% trong cả 2 trường hợp xem xét lãi suất thực tiền nghiệm và lãi
suất thực hậu nghiệm, vì thế người viết lựa chọn điểm gãy này để đưa vào mô hình
VECM. Kết quả ước lượng được trình bày trong bảng 4.7.
Bảng 4.7: Kết quả ước lượng mô hình VECM
Chuỗi lãi suất thực Chuỗi lãi suất thực
tiền nghiệm hậu nghiệm
1.000 (0.000) 1.000 (0.000) qt
0.065 (0.011) 0.080 (0.005) rt
- 0.090 (0.075) - 0.094 (0.094) rt*
- 0.014 (0.000) - 0.017 (0.000) Shift2008M6
- 0.009 (0.014) - 0.012 (0.006) Hằng số C
Ghi chú: Chiều dài của chuỗi dữ liệu kéo dài từ tháng 1/1996 đến tháng 7/2015.
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. Điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ
liệu được xem xét trong vector đồng liên kết thông qua biến giả. Hệ số chặn cũng
được đưa vào trong vector đồng liên kết.
Dựa vào bảng kết quả hồi quy, người viết thấy rằng, dấu của các hệ số hồi quy
hoàn toàn phù hợp với kì vọng ban đầu là hệ số của lãi suất thực trong nước rt
46
* sẽ âm. Từ đó người viết đưa ra được
dương và của lãi suất thực nước ngoài rt
phương trình ước lượng biểu diễn mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực Việt
Nam và lãi suất thực Mỹ khi các biến này đạt đến trạng thái cân bằng trong dài hạn.
Phương trình ước lượng tính theo lãi suất thực hậu nghiệm được thể hiện như sau:
qt + 0.080 rt – 0.094rt* -0.017dt - 0.012 = 0
Tương đương với:
qt = -0.080 rt + 0.094rt* + 0.017dt + 0.012
Trong đó dt được gán giá trị = 0 cho những tháng trước tháng 6/2008, từ tháng
6/2008 trở đi dt được gán giá trị = 1.
Phương trình ước lượng trên chỉ ra rằng trong dài hạn khi các biến này đạt trạng
thái cân bằng, lãi suất thực của Việt Nam có tác động ngược chiều lên tỷ giá hối
đoái thực giữa Việt Nam và Mỹ. Tức là trong dài hạn, khi lãi suất thực Việt Nam
tăng 1%, tỷ giá thực USD/VND giảm tương ứng 0.080% với giả định những yếu tố
khác không đổi. Kết quả này có ý nghĩa thống kê (Pvalue = 0.05). Khi tỷ giá thực
USD/VND giảm thì điều này có nghĩa là đồng tiền Việt Nam tăng giá so với đồng
USD. Khi lãi suất Việt Nam tăng sẽ thu hút đầu tư từ nước ngoài vào khiến cho nhu
cầu nội tệ tăng dẫn đến giá đồng nội tệ tăng.
Hệ số - 0.094 của Mỹ không có ý nghĩa về mặt thống kê (P value > 0.05), nhưng *) cũng thể hiện rằng nếu trong dài hạn lãi xét về dấu của biến lãi suất thực Mỹ (rt
suất thực ở Mỹ tăng 1% với giả định những yếu tố khác không đổi, tỷ giá thực
USD/VND tăng tương ứng 0.094%đồng tiền Việt Nam sẽ tăng giá, tỷ giá danh
nghĩa cũng tăng theo.
Kết quả mô hình hồi quy VECM người viết tìm được hoàn toàn tương đồng với
kết quả trong bài nghiên cứu của Byrne và Nagayasu (2010) khi ông tiến hành hồi
quy cho trường hợp 2 quốc gia Anh và Mỹ.
Như vậy, người viết đã hồi quy được phương trình thể hiện mối quan hệ cân bằng
trong dài hạn giữa tỷ giá thực USD/VND, lãi suất thực đồng VND và lãi suất thực
của đồng USD, đồng thời xem xét đến điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ này.
47
Tiếp theo, người viết tiến hành kiểm định eigenvalue và kiểm định thống kê Tau
nhằm đảm bảo tính ổn định và phù hợp của mô hình.
4.1.3.2. Kiểm định tính ổn định mô hình
Sử dụng phần mềm JMulti, người viết thực hiện kiểm định Eigenvalue và kiểm
định thống kê Tau cho cả hai trường hợp dữ liệu tiền nghiệm và dữ liệu hậu nghiệm.
Hình 4.6: Kiểm định eigenvalue và kiểm định thống kê Tau với dữ liệu tiền nghiệm
48
Hình 4.7: Kiểm định Eigenvalue và kiểm định thống kê Tau với dữ liệu hậu nghiệm
49
Trong cả hai trường hợp dữ liệu tiền nghiệm và hậu nghiệm, đường biểu diễn của
giá trị hồi quy eigenvalue trong kiểm định eigenvalue đều cho thấy các giá trị
eigenvalue nhỏ hơn 1. Đường biểu diễn giá trị thống kê Tau đều nằm dưới đường
giá trị tới hạn. Kết quả này cho thấy mô hình hồi quy là ổn định và phù hợp.
4.2. Mở rộng nghiên cứu mối quan hệ tỷ giá thực và lãi suất thực giữa Mỹ và
các quốc gia Châu Á khác.
Nhằm khẳng định mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực, bên
cạnh bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa 2 nước Việt Nam và Mỹ, người
viết tiếp tục mở rộng nghiên cứu với một số quốc gia Châu Á khác trong mối quan
hệ vơi Mỹ như: Singapore, Thái Lan, Hàn Quốc, Philippines, Malaysia.
4.2.1. Kiểm định nghiệm đơn vị
Người viết cũng đi tiến hành kiểm định nghiệm đơn vị chuỗi dữ liệu các quốc gia
theo 2 phương pháp: phương pháp truyền thống sử dụng ADF test và DF-GLS test,
phương pháp mới có xem xét đến điểm gãy cấu trúc S&L test.
4.2.1.1. Kiểm định ADF
Bảng 4.8: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị ADF cho nhiều quốc qia
Quốc gia Biến Chuỗi gốc Độ trễ Độ trễ
USA
SINGAPORE
THAILAND
PHILIPPINES
SOUTH KOREA
MALAYSIA r* q r q r q r q r q r 0 -1.209 3 -1.335 12 0.3714 -1.856 7 -2.711895* 9 0 -1.048 12 -0.907 0 -2.532 7 -2.115 0 -1.698 1 -2.153 ADF TEST Chuỗi sai phân bậc 1 -10.18223*** -3.344666** -3.096888** -6.156039*** -14.86874*** -5.816031*** -15.91703*** -8.400892*** -15.55231*** -25.62192*** Bậc liên kết I(1) I(1) I(1) I(1) I(0) I(1) I(1) I(1) I(1) I(1) I(1) 2 12 11 6 0 12 0 6 0 0
50
*
Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực qt, lãi suất thực trong nước rt và lãi suất thực ở Mỹ rt
được thu thập từ tháng 01/1994 đến tháng 07/2015. Giá trị thống kê t được tính
toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Độ trễ thích
hợp của mỗi trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn đánh giá AIC với độ trễ tối
đa là 12. Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và
1%.
Kết quả bảng 4.8 cho thấy ngoại trừ trường hợp lãi suất thực Thái Lan, các chuỗi
đều không dừng ở chuỗi gốc. Đối với những chuỗi không dừng ở bậc gốc, người
viết tiếp tục thực hiện kiểm định cho chuỗi sai phân bậc 1 và thu được kết quả là
toàn bộ những chuỗi sai phân bậc 1 này có tính dừng. Nhìn chung, kết quả này cho
thấy hầu hết số các chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng ở bậc 1 (Chuỗi I(1)), thể hiện rằng
có tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá – lãi suất thực của hai quốc gia.
Đối với trường hợp Mỹ-Thái Lan, chuỗi tỷ giá USD/BATH và chuỗi lãi suất thực
ở Mỹ không dừng ở chuỗi gốc, chuỗi lãi suất thực Thái Lan dừng ở chuỗi gốc. Như
vậy một trong ba chuỗi không phải là chuỗi I(1), theo lập luận của Byrne và
Nagayasu (2010), người viết cho rằng giữa những chuỗi này vẫn tồn tại mối quan
hệ trong dài hạn. Điều này sẽ được kiểm chứng lại bằng kiểm định đồng liên kết
được trình bày ở phần kế tiếp.
4.2.1.2. Kiểm định DF-GLS
Bảng 4.9: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị DF-GLS cho nhiều quốc qia
DF-GLS TEST
Quốc gia Biến Chuỗi sai Độ Bậc liên Chuỗi gốc Độ trễ phân bậc 1 trễ kết
USA -1.214 r* 0 -1.60305 11
-0.749 q 3 -1.940668* 12 I(1) SINGAPORE 1.2461 r 12 -0.38593 11
-1.108 q 7 -5.565921*** 6 I(1) THAILAND r -2.355462** 9 I(0)
51
0 q -0.952 -7.480098*** 2 I(1) PHILIPPINES 12 r 0.0303 -0.37744 12
0 q -1.716069* I(0) SOUTH
KOREA 7 r -1.019 -2.356953** 9 I(1)
*
0 q -0.773 -2.039342** 8 I(1) MALAYSIA r -2.034362** I(0)
Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực qt, lãi suất thực trong nước rt và lãi suất thực ở Mỹ rt
được thu thập từ tháng 01/1994 đến tháng 07/2015. Giá trị thống kê t được tính
toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Độ trễ thích
hợp của mỗi trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn đánh giá AIC với độ trễ tối
đa là 12. Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và
1%.
Kiểm định DF-GLS cho kết quả chuỗi tỷ giá thực Hàn Quốc và chuỗi tỷ giá thực
Malaysia dừng ở chuỗi gốc, chuỗi tỷ giá thực Mỹ chưa dừng ở bậc 1 trong khi kiểm
đinh ADF kết luận chuỗi tỷ giá thực Hàn Quốc, chuỗi tỷ giá thực Malaysia và chuỗi
tỷ giá thực Mỹ dừng ở bậc 1 với mức ý nghĩa 1%.
Trong trường hợp chuỗi lãi suất thực Thái Lan, kết quả kiểm định cho thấy rằng
chuỗi gốc của biến này cũng là chuỗi I(0) ở mức ý nghĩa 5%.
Các chuỗi dữ liệu còn lại đều không dừng ở chuỗi gốc nhưng dừng ở chuỗi sai
phân bậc 1(chuỗi I(1)).
Như vậy, kết quả kiểm định DF – GLS dường như chưa đủ cơ sở để khẳng định
về tính dừng của các chuỗi dữ liệu trong trường hợp mở rộng nghiên cứu cho nhiều
quốc gia.
52
4.2.1.3. Kiểm định S&L
Bảng 4.10: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S&L cho nhiều quốc qia
S&L
Quốc gia Biến Chuỗi sai Bậc Chuỗi gốc Độ trễ Độ trễ Shift Date phân bậc 1 liên kết
USA r* -1.899 -4.1075*** I(1) 2008 M11 2 0
q -2.611 -2.9240* I(1) 2009 M4 12 3 SINGAPORE r 0.4764 -3.4024** I(1) 2013 M4 11 12
q -2.316 -2.361 1998 M2 6 7 THAILAND r I(0) 1998 M7 -3.9723 *** 9
q -0.951 -4.5362*** I(1) 1997 M12 0 0 PHILIPPINES r -2.305 -2.8380* 12 I(1) 1997 M10 12
q -2.501 -6.92 I(1) 1997 M12 0 0 SOUTH
KOREA r -1.729 -2.7023* I(1) 1997 M12 6 7
* Ghi chú: chuỗi tỷ giá thực qt, lãi suất thực trong nước rt và lãi suất thực ở Mỹ rt
q -1.646 -3.6634*** I(1) 1998 M2 0 0 MALAYSIA r -1.834 -3.7935*** I(1) 1997 M8 0 1
được thu thập từ tháng 01/1994 đến tháng 07/2015. Giá trị thống kê t được tính
toán và so sánh với các giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 1%, 5%, 10%. Độ trễ thích
hợp của mỗi trường hợp được xác định bởi tiêu chuẩn đánh giá AIC với độ trễ tối
đa là 12. Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và
1%.
Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị S&L chỉ ra rằng hầu hết các chuỗi đều không
dừng ở bậc gốc, kết quả này ủng hộ cho việc có thể tồn tại mối quan hệ trong dài
hạn giữa các chuỗi này.
Cũng giống như kiểm định ADF và DF-GLS, kết quả kiểm định cho thấy chuỗi lãi
suất thực Thái Lan là chuỗi I(0). Người viết một lần nữa cho rằng giữa những chuỗi
dữ liệu tỷ giá thực USD/BATH, chuỗi lãi suất thực Thái Lan và lãi suất thực Mỹ
53
vẫn tồn tại mối quan hệ trong dài hạn tương tự như lập luận của hai người viết
Byrne và Nagayasu (2010). Điều này sẽ được kiểm chứng lại bằng kiểm định đồng
liên kết được trình bày ở phần kế tiếp.
Về vấn đề điểm gãy cấu trúc sử dụng trong kiểm định cho chuỗi dữ liệu ở các
nước được phần mềm Jmulti đề xuất dựa vào chuỗi dữ liệu thu thập được. Chúng ta
có thể nhận thấy phần lớn điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu của các quốc gia
nghiên cứu do phần mềm đề xuất đều tập trung trong giai đoạn 1997 – 1998. Có thể
nhận thấy khoảng thời gian này cả thế giới nói chung và khu vực Châu Á nói riêng
đang đối mặt với cuộc khủng hoảng tài chính xuất phát từ Thái Lan vào năm 1997.
Cuộc khủng hoảng này đầu tiên xuất phát từ Thái Lan và sau đó nhanh chóng lan ra
các quốc gia trong khu vực. Như thế các điểm gãy được phần mềm đề xuất cho các
chuỗi dữ liệu là phù hợp. Riêng chuỗi tỷ giá của USD/SGD, phần mềm đề xuất
điểm gãy cấu trúc là 2009M04 thời điểm này cũng xem là phù hợp khi Singapore
đang chịu tác động mạnh bởi cuộc khủng hoảng tài chính thế giới xuất phát từ Mỹ
diễn ra. Bên cạnh phần mềm đề xuất điểm gãy cấu trúc của chuỗi tỷ giá thực tại
Singapore là tháng 04/2013, thời điểm trùng với khoảng thời gian xảy ra vụ bê bối
gian lận lãi suất SIBOR .
4.2.2. Kiểm định đồng liên kết
Tác giả tiến hành kiểm định đồng liên kết các chuỗi tỷ giá thực, lãi suất thực trong
nước, lãi suất thực nước ngoài lần lượt giữa các quốc gia: Singapore, Thái Lan,
Philippines, Hàn Quốc, Malaysia với Mỹ.
54
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
Johansen
Ho: r = 0 Ho: r = 1 Ho: r = 2 Lag Trace Test
22.8 4.3177 0.0319 Singapore 3 [0.2561] [0.8763] [0.8581]
29.21499** 9.9443 1.8361 Thái Lan 12 [0.0583] [0.1754] [0.1754]
31.54434*** 4.725 1.8849 Philippines 2 [ 0.0311] [0.8373] [0.1698]
35.53979*** 11.368 2.6295 Hàn Quốc 5 [0.0098] [0.1898] [0.1049]
56.41396*** 8.8742 2.3893 Malaysia 9 [0.0000] [0.3771] [0.1222]
Ghi chú: Dữ liệu được thu thập từ tháng 1/1994 đến tháng 07/2015. Các giá trị
p_value được ghi nhận trong dấu [ ]. Độ trễ được xác định bởi tiêu chuẩn lựa chọn
mô hình 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. Các ký hiệu (*), (**), (***) lần lượt
đại diện cho mức ý nghĩa 10%, 5% và 1%.
Kết quả kiểm định đồng liên kết cho thấy, ngoại trừ trường hợp Singapore, 4 quốc
gia còn lại đều tồn tại 1 mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến (q, r, r*) với Mỹ.
Các giá trị thống kê t trong trường hợp kiểm định giả thiết H0: r= 0 của 4 quốc gia
này đều lớn hơn giá trị tới hạn do đó bác bỏ giả thiết H0 r= 0. Trường hợp giả thiết
H0: r= 1 thì lại không thể bác bỏ do P_value đều lớn hơn 0.05. Vì vậy chứng tỏ có 1
mối quan hệ đồng liên kết giữa các chuỗi tỷ giá thực, lãi suất thực trong nước, lãi
suất thực nước ngoài.
55
Đối với trường hợp của Thái Lan, dù kiểm định nghiệm đơn vị cho kết quả chuỗi
lãi suất thực trong nước dừng tại chuỗi gốc (chuỗi I(0)) nhưng kiểm định đồng liên
kết khẳng định tồn tại một mối quan hệ giữa các chuỗi này. Vì vậy lập luận tồn tại
mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của Thái Lan và Mỹ ở
trên là đúng.
Người viết tiếp tục tiến hành kiểm định đồng liên kết có xem xét đến điểm gãy
cấu trúc trong chuỗi dữ liệu của Singapore bằng phương pháp S&L.
4.2.2.2. Kiểm định đồng liên kết S&L
Bảng 4.12: Kết quả kiểm định S&L có xét đến điểm gãy cấu trúc của Singapore
S&L Test Ho: r = 0 Ho: r = 1 Ho: r = 2 Lag Shift Date
48.08*** 8.47 5.19 12 2013 M4 [0.0000] [0.4943] [0.1159]
27.13* 8.07 1.22 Singapore 12 2009 M4 [0.0746] [0.0746] [0.7344]
31.84** 7.15 0.83 12 2008 M11 [0.0176] [0.6452] [0.8375]
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%.
Trong phép kiểm định đồng liên kết S&L có xem xét điểm gãy cấu trúc, người
viết lần lượt đưa ba biến đại diện cho 3 điểm gãy cấu trúc của từng chuỗi dữ liệu
kiểm định vào phép kiểm định. Các điểm gãy này được phần mềm phân tích và đề
xuất.
Khi đưa biến đại diện điểm gãy cấu trúc vào kiểm định, người viết nhận thấy ở cả
3 trường hợp, giá trị thống kê t trong trường hợp kiểm định giả thiết H0 r= 0 đều lớn
56
hơn giá trị tới hạn. Giả thuyết H0 r= 0 bị bác bỏ, nhưng với giả thiết H0 r= 1,
P_value đều có giá trị lớn hơn 0.05, người viết không thể bác bỏ giả thiết này. Như
vậy người viết khẳng định tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi
suất thực giữa 2 quốc gia Singapore và Mỹ. Kết quả này giống với kết quả kiềm
định giữa Việt Nam và Mỹ cũng như kết quả của Byrne và Nagayasu (2010) tìm
được khi nghiên cứu Anh-Mỹ.
Như vậy qua việc tiến hành các bước kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng
liên kết người viết kết luận rằng tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực
và lãi suất thực và điểm gãy cấu trúc đóng vai trò quan trọng trong việc làm rõ mối
quan hệ này.
57
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN
5.1. Tóm tắt kết quả nghiên cứu
Bài nghiên cứu tập trung vào việc tìm kiếm mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá
thực và lãi suất thực. Bằng chứng thực nghiệm được tiến hành thông qua tìm kiếm
mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực của 2 quốc gia Việt Nam và Mỹ, sau
đó mở rộng nghiên cứu ra các quốc gia khác.
Trong bài nghiên cứu này người quan tâm tới điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ
liệu, theo nghiên cứu của Perron (1989) thì nhân tố nay có khả năng gây ra những
sai lệch trong các phép kiểm định, do đó người viết đã tiến hành song song các kiểm
định theo phương pháp truyền thống và phương pháp kiểm định mới có xem xét
điểm gãy cấu trúc. Tại nhiều quốc gia, mối quan hệ giữa tỷ giác thực và lãi suất
thực được tìm thấy ngay cả khi chưa đưa điểm gãy cấu trúc vào nhưng với nhiều
quốc gia như Việt Nam, Singapore điểm gãy cấu trúc đóng vai trò quan trọng trong
việc làm rõ mối quan hệ đó. Phương pháp kiểm định S&L đã tìm ra được mối quan
hệ trong dài hạn khi xem xét đến diểm gãy cấu trúc, trong khi phương pháp nghiên
cứu truyền thống không tìm ra được.
Bài nghiên cứu góp phần đưa ra các bằng chứng thực nghiệm về lý thuyết ngang
giá lãi suất không phòng ngừa UIP và hiệu ứng Fisher quốc tế.
5.2. Hạn chế của nghiên cứu và kiến nghị
Bên cạnh những kết quả đạt được, bài nghiên cứu vẫn còn những mặt hạn chế cần
lưu ý nhằm xây dựng những hướng tiếp cận nghiên cứu mới tốt hơn:
- Điểm hạn chế đầu tiên của bài nghiên cứu đó là giả định kỳ vọng của tỷ giá thực
là một hằng số. Trên thực tế, chúng ta biết rằng sự kỳ vọng của tỷ giá hối đoái còn
chịu tác động bởi rất nhiều nhân tố. Giả định này có thể được thay thế bằng cách
biểu diễn kỳ vọng của tỷ giá thực bằng một hàm số thay đổi theo thời gian.
- Hạn chế tiếp theo đó là các điểm gãy cấu trúc trong bài nghiên cứu được xác định
cho từng chuỗi dữ liệu. Các nghiên cứu sau có thể xác định một điểm gãy cấu trúc
58
cho toàn bộ hệ thống theo phương pháp của Bai, Lumsdaine and Stock (1998) như
trong nghiên cứu của Joseph P. Byrne và Jun Nagayasu (2010).
- Bên cạnh đó bài nghiên cứu này chỉ xem xét đến khía cạnh tác động của lãi suất
lên tỷ giá. Ngoài lãi suất, tỷ giá còn chịu nhiều yếu tố khác như: cán cân thương
mại, sự dịch chuyển của dòng vốn, chính sách, sự kiểm soát của chính phủ… Các
nghiên cứu sau có thể xem xét thêm các biến khác vào trong mô hình nghiên cứu.
Trên đây là những mặt còn hạn chế của đề tài và một số kiến nghị để mở ra các
hướng nghiên cứu mới có tính thuyết phục cao hơn.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tài liệu tiếng Việt:
1. Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định, 2008. Tài chính Quốc Tế. 4. Tp. Hồ Chí
Minh: Nhà xuất bản Thống Kê.
Tài liệu tiếng Anh:
1. Baxter, M., 1994. Real exchange rates and real interest rate differentials: Have
we missed the business cycle relationship?. Journal of Monetary Economics, 33:
5−37.
2. Byrne, J.P. and J. Nagayasu, 2010. Structural breaks in the real exchange rate and
real interest rate relationship. Global Finance Journal, 21: 138 –151.
3. Campbell, J.Y. and R.H. Clarida, 1987. The dollar and real interest rates.
Carnegie Rochester Conference Series on Public Policy, 27: 103−140.
4. Dickey, D.A. and W.A. Fuller, 1979. Estimators for autoregressive time series
with a unit root. Journal of the American StatisticalAssociation, 74: 427 − 431.
5. Edison, H.J. and W.R. Melick, 1999. Alternative approaches to real exchange
rates and real interest rates: Three up and three down. International Journal of
Finance and Economics, 4: 93 − 111.
6. Edison, H.J. and B.D. Pauls, 1993. A re-assessment of the relationship between
real exchange rates and real interest rates: 1974 – 1990. Journal of Monetary
Economics, 31: 165 − 187.
7. Elliott, G., T.J. Rothemborg and J.H. Stock, 1996. Efficient tests for an
autoregressive unit root. Econometrica, 64: 813−836.
8. Engle R. F and C. W. J. Granger, 1987, Co-Integration and Error Correction:
Representation, Estimation, and Testing. Econometrica, 55: 251-276.
9. Johansen, S., 1988. Statistical analysis of cointegrating vectors. Journal of
Economic Dynamics and Control, 12: 231 − 254.
10. Johansen, S. and K. Juselius, 1992. Testing structural hypotheses
in
amultivariate cointegration analysis of the PPP and the UIP for the UK. Journal of
Econometrics, 53: 211 − 244.
11. Kanas, A., 2005. Regime linkages in the US/UK real exchange rate – real
interest rate differential relation. Journal of International Money and Finance, 24:
257 − 274.
12. Lanne, M., H. Lütkepohl and P. Saikkonen, 2002. Comparison of unit root tests
for time series with level shifts. Journal of Time Series Analysis, 23: 667 − 685.
13. Lanne, M., H. Lütkepohl and P. Saikkonen, 2003. Test procedures for unit roots
in time serieswith level shifts at unknown time. Oxford Bulletin of Economics and
Statistics, 65: 91 − 115.
14. Lütkepohl, H., 2004. Vector autoregressions and vector error corrections. In H.
Lütkepohl, & M. Krätzig Eds., Applied time series econometrics. Cambridge:
Cambridge University Press.
15. Meese, R. and K. Rogoff, 1988. Was it real? The exchange rate–interest
differential relation over the modern floating rate-period. Journal of Finance, 43:
933 − 948.
16. Nakagawa, H., 2002. Real exchange rates and real interest rate differentials:
Implications of nonlinear adjustment in real exchange rates. Journal of Monetary
Economics, 49: 629 − 649.
17. Perron, P., 1989. The great crash, the oil price shock, and the unit root
hypothesis. Econometrica, 57: 1361 − 1401.
18. Saikkonen, P. and H. Lütkepohl, 2000. Testing for the cointegrating rank of a
VAR process with structural shifts. Journal of Business and Economic Statistics, 18:
451 − 464.
PHỤ LỤC
1. Kết quả kiểm định tính dừng
1.1. Kiểm định ADF
1.1.1. Chuỗi tỷ giá thực USD/VND
- Chuỗi gốc
Null Hypothesis: QT has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.046050 0.9524
Test critical
values: 1% level -3.458719
5% level -2.873918
10% level -2.573443
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
- Chuỗi sai phân bậc 1
Null Hypothesis: D(QT) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -13.22932 0.0000
Test critical
values: 1% level -3.458719
5% level -2.873918
10% level -2.573443
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
1.1.2. Chuỗi lãi suất thực Việt Nam
- Chuỗi gốc
Null Hypothesis: RAVN has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.073970 0.0299
Test critical
values: 1% level -3.458470
5% level -2.873809
10% level -2.573384
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
1.1.3. Chuỗi lãi suất thực USA
- Chuỗi gốc
Null Hypothesis: RAUSA has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.474892 0.5448
Test critical
values: 1% level -3.458225
5% level -2.873701
10% level -2.573327
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
- Chuỗi sai phân bậc 1
Null Hypothesis: D(RAUSA) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -14.13733 0.0000
Test critical
values: 1% level -3.458347
5% level -2.873755
10% level -2.573355
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
1.2. Kiểm định DF-GLS
1.2.1. Chuỗi tỷ giá thực USD/VND
- Chuỗi gốc
Null Hypothesis: QT has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic
-0.083549 Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic
Test critical
-2.575099 values: 1% level
-1.942218 5% level
-1.615776 10% level
*MacKinnon (1996)
- Chuỗi sai phân bậc 1
Null Hypothesis: D(QT) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 11 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic
Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic -0.637387
Test critical
values: 1% level -2.576181
5% level -1.942368
10% level -1.615679
*MacKinnon (1996)
1.2.2. Chuỗi lãi suất thực Việt Nam
- Chuỗi gốc
Null Hypothesis: RAVN has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic
Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic -0.912008
Test critical
values: 1% level -2.574968
5% level -1.942199
10% level -1.615787
*MacKinnon (1996)
- Chuỗi sai phân bậc 1
Null Hypothesis: D(RAVN) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 11 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic
Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic -1.471727
Test critical
values: 1% level -2.575468
5% level -1.942269
10% level -1.615743
*MacKinnon (1996)
1.2.3. Chuỗi lãi suất thực USA
- Chuỗi gốc
Null Hypothesis: RAUSA has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 0 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic
Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic -0.521024
Test critical
values: 1% level -2.574882
5% level -1.942188
10% level -1.615795
*MacKinnon (1996)
- Chuỗi sai phân bậc 1
Null Hypothesis: D(RAUSA) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 11 (Automatic - based on AIC, maxlag=12)
t-Statistic
Elliott-Rothenberg-Stock DF-GLS test statistic -0.801312
Test critical
values: 1% level -2.575420
5% level -1.942262
10% level -1.615747
*MacKinnon (1996)
1.3. Kiểm định S&L
1.3.1. Chuỗi tỷ giá thực USD/VND
- Chuỗi gốc
UR Test with structural break for series: Qt
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
number of lags (1st diff): 1
value of test statistic: 0.3288
used break date: 2011 M2
shiftfunction: shift dummy
critical values (Lanne et al. 2002):
---------------------------------------
T 1% 5% 10%
---------------------------------------
1000 -3.48 -2.88 -2.58
---------------------------------------
- Chuỗi sai phân bậc 1
UR Test with structural break for series: Qt_d1
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
number of lags (1st diff): 0
value of test statistic: -2.8817
used break date: 2011 M2
shiftfunction: shift dummy
critical values (Lanne et al. 2002):
---------------------------------------
T 1% 5% 10%
---------------------------------------
1000 -3.48 -2.88 -2.58
---------------------------------------
1.3.2. Chuỗi lãi suất thực Việt Nam
- Chuỗi gốc
UR Test with structural break for series: Ravn
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
number of lags (1st diff): 1
value of test statistic: -2.5146
used break date: 2008 M6
shiftfunction: shift dummy
critical values (Lanne et al. 2002):
---------------------------------------
T 1% 5% 10%
---------------------------------------
1000 -3.48 -2.88 -2.58
- Chuỗi sai phân bậc 1
UR Test with structural break for series: Ravn_d1
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
number of lags (1st diff): 0
value of test statistic: -4.5754
used break date: 2008 M6
shiftfunction: shift dummy
critical values (Lanne et al. 2002):
---------------------------------------
T 1% 5% 10%
---------------------------------------
1000 -3.48 -2.88 -2.58
---------------------------------------
1.3.3. Chuỗi lãi suất thực USA
- Chuỗi gốc
UR Test with structural break for series: Rpusa
sample range: [1996 M4, 2015 M7], T = 232
number of lags (1st diff): 2
value of test statistic: -1.2918
used break date: 2008 M6
shiftfunction: shift dummy
critical values (Lanne et al. 2002):
---------------------------------------
T 1% 5% 10%
---------------------------------------
1000 -3.48 -2.88 -2.58
---------------------------------------
- Chuỗi sai phân bậc 1
UR Test with structural break for series: Rpusa_d1
sample range: [1996 M4, 2015 M7], T = 232
number of lags (1st diff): 1
value of test statistic: -8.6818
used break date: 2008 M6
shiftfunction: shift dummy
critical values (Lanne et al. 2002):
---------------------------------------
T 1% 5% 10%
---------------------------------------
1000 -3.48 -2.88 -2.58
---------------------------------------
2. Kiểm định đồng liên kết 2.1. Kiểm định Johansen Trace Test
- Chuỗi tỷ giá thực, lãi suất thực Việt Nam, lãi suất thực Mỹ
Sample (adjusted): 1996M04 2015M06
Included observations: 227 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: QT RAUSA RAVN
Lags interval (in first differences): 1 to 2
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None 0.055755 18.84363 29.79707 0.5042
At most 1 0.025212 5.820784 15.49471 0.7166
At most 2 0.000107 0.024223 3.841466 0.8762
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
- Chuỗi tỷ giá thực, lãi suất thực Việt Nam
Sample (adjusted): 1996M05 2015M06
Included observations: 225 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: QT RAVN
Lags interval (in first differences): 1 to 3
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None 0.063174 14.73494 15.49471 0.0649
At most 1 0.000231 0.051987 3.841466 0.8196
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
- Chuỗi tỷ giá thực, lãi suất thực Mỹ
Sample (adjusted): 1996M03 2015M07
Included observations: 230 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: QT RAUSA
Lags interval (in first differences): 1 to 1
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None 0.034247 8.151637 15.49471 0.4493
At most 1 0.000595 0.136819 3.841466 0.7115
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
- Chuỗi lãi suất thực Việt Nam, lãi suất thực Mỹ
Sample (adjusted): 1996M05 2015M06
Included observations: 230 after adjustments
Trend assumption: Linear deterministic trend
Series: RAVN RAUSA
Lags interval (in first differences): 1 to 3
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None 0.051279 13.62607 15.49471 0.0938
At most 1 0.006581 1.518642 3.841466 0.2178
Trace test indicates no cointegration at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
2.2. Kiểm định S&L có xem xét điểm gãy cấu trúc
- Chuỗi tỷ giá thực, lãi suất thực Việt Nam, lãi suất thực Mỹ với điểm gãy
cấu trúc tháng 12/2008
S&L Test for: Qt Rausa Ravn
included dummy variables: M122008
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
included lags (levels): 2
response surface computed:
-----------------------------------------------
r0 LR pval 90% 95% 99%
-----------------------------------------------
0 28.17 0.0554 26.07 28.52 33.50
1 8.08 0.5382 13.88 15.76 19.71
2 0.00 1.0000 5.47 6.79 9.73
-
Chuỗi tỷ giá thực, lãi suất thực Việt Nam, lãi suất thực Mỹ với điểm gãy cấu trúc tháng 2/2011
S&L Test for: Qt Rausa Ravn
included dummy variables: M22011
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
included lags (levels): 2
response surface computed:
-----------------------------------------------
r0 LR pval 90% 95% 99%
-----------------------------------------------
0 33.39 0.0104 26.07 28.52 33.50
1 7.29 0.6295 13.88 15.76 19.71
2 1.36 0.6971 5.47 6.79 9.73
- Chuỗi tỷ giá thực, lãi suất thực Việt Nam, lãi suất thực Mỹ với điểm gãy
cấu trúc tháng 6/2008
S&L Test for: Qt Rausa Ravn
included dummy variables: M62008
sample range: [1996 M3, 2015 M7], T = 233
included lags (levels): 2
response surface computed:
-----------------------------------------------
r0 LR pval 90% 95% 99%
-----------------------------------------------
0 29.01 0.0431 26.07 28.52 33.50
1 6.17 0.7566 13.88 15.76 19.71
2 0.60 0.8970 5.47 6.79 9.73
3. Kết quả mô hình VECM
3.1. Trường hợp chuỗi dữ liệu tiền nghiệm
VEC REPRESENTATION endogenous variables: Qt Rausa Ravn exogenous variables: deterministic variables: M62008 endogenous lags (diffs): 2 exogenous lags: 0 sample range: [1996 M5, 2015 M7], T = 231 estimation procedure: Two stage. 1st=Johansen approach, 2nd=OLS Estimated cointegration relation(s): ==================================== ec1(t-1) --------------------- Qt(t-1) | 1.000 | (0.000) | {0.000} | [0.000] Rausa(t-1) | -0.090 | (0.050) | {0.075} | [-1.781] Ravn (t-1) | 0.065 | (0.025) | {0.011} | [2.541] m62008(t-1)| -0.014 | (0.004) | {0.000} | [-3.793] CONST | -0.009 | (0.004) | {0.015} | [-2.443] TREND(t-1) | 0.000 | (0.000) | {0.000} | [4.152] ---------------------
3.2. Trường hợp chuỗi dữ liệu hậu nghiệm
VEC REPRESENTATION endogenous variables: Qt Rausa Ravn exogenous variables: deterministic variables: M62008 endogenous lags (diffs): 2 exogenous lags: 0 sample range: [1996 M5, 2015 M7], T = 231 estimation procedure: Two stage. 1st=Johansen approach, 2nd=OLS Estimated cointegration relation(s): ==================================== ec1(t-1) --------------------- Qt(t-1) | 1.000 | (0.000) | {0.000} | [0.000] Rausa(t-1) | -0.090 | (0.050) | {0.075} | [-1.781] Ravn (t-1) | 0.065 | (0.025) | {0.011} | [2.541] m62008(t-1)| -0.014 | (0.004) | {0.000} | [-3.793] CONST | -0.009 | (0.004) | {0.015} | [-2.443] TREND(t-1) | 0.000 | (0.000) | {0.000} | [4.152] ---------------------
