intTypePromotion=1

Tiểu luận: Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực

Chia sẻ: Dsfcf Dsfcf | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:27

0
149
lượt xem
42
download

Tiểu luận: Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực

Mô tả tài liệu
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tiểu luận: Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực nhằm tìm kiếm bằng chứng của mối liên hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực bằng cách nghiên cứu hai quốc gia là Anh và Mỹ. Sau đó, các tác giả nghiên cứu thêm dữ liệu của 12 quốc gia khác trong mối tương quan với Mỹ.

Chủ đề:
Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực

  1. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo Tiểu luận Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 1
  2. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo 1. GIỚI THIỆU Với mục đích lý giải cho sự vận động của tỷ giá hối đoái, nhiều lý thuyết trong lĩnh vực tài chính quốc tế tin rằng có một mối liên hệ trong dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực song phương (sẽ được gọi ngắn gọn là tỷ giá thực trong các phần tiếp theo) và chênh lệch lãi s uất thực. Các lý thuyết này nhìn chung đều xuất phát từ Lý thuyết Ngang giá lãi s uất không phòng ngừa (UIP) và Hiệu ứng Fisher quốc tế. Theo đó, trong ngắn hạn tỷ giá thực có thể lệch khỏi chênh lệch lãi s uất thực, nhưng nhìn về dài hạn thì tỷ giá thực vẫn có xu hướng chịu tác động bởi lãi s uất thực. Nhiều nghiên cứu thực nghiệm, với nhiều phương pháp khác nhau đã cố gằng tìm kiếm bằng chứng cho mối liên hệ này, nhưng kết quả thu được là không thống nhất (sẽ được trình bày cụ thể bên dưới). Jos eph P. Byrne và Jun Nagayasu một lần nữa quan tâm đến vấn đề này trong bài nghiên cứu “Structural Breaks in the Real Exchange Rate and Real Interest Rate Relationship”. Điểm nổi bật của nghiên cứu này là các tác giả đã xem xét một cách cẩn thận vai trò của “điểm gãy cấu trúc” trong các chuỗi dữ liệu tỷ giá thực và lãi s uất thực, đồng thời mở rộng nghiên cứu với nhiều cặp đồng tiền khác nhau. Bài nghiên cứu tìm kiếm bằng chứng của mối liên hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi s uất thực bằng cách nghiên cứu hai quốc gia là Anh và Mỹ. Sau đó, các tác giả nghiên cứu thêm dữ liệu của 12 quốc gia khác trong mối tương quan với Mỹ.Phần tiếp theo của bài nghiên cứu được trình bày như sau:  Phần 2 sẽ trình bày kết quả của các nghiên cứu trước có liên quan  Phần 3 trình bày phương pháp nghiên cứu được sử dụng. Cụ thể là các tác giả sử dụng cách tiếp cận của Edison và Pauls (1993) với các chuỗi dữ liệu theo thời gian của tỷ giá thực và lãi suất thực. Sau khi dữ liệu được chứng minh là không dừng theo kiểm định ADF và S&L, hiện tượng đồng liên kết sẽ được kiểm tra bằng các kiểm định đồng liên kết của Johansen và S&L. Nếu như giữa các biến tồn tại ít nhất 1 vector đồng liên kết thì Mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) sẽ được Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 2
  3. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo sử dụng để ước lượng mối tương quan dài hạn này. Điểm đáng chú ý là vai trò của điểm gãy cấu trúc đều được xét đến trong các bước kiểm định  Phần 4 trước tiên sẽ trình bày kết quả nghiên cứu trong trường hợp Anh – Mỹ, và sau đó là kết quả nghiên cứu rút ra được từ nghiên cứu dựa trên dữ liệu của các quốc gia khác.  Phần 5 sẽ là kết luận của bài nghiên cứu Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 3
  4. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo 2. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC Khó khăn trong việc mô hình hóa tỷ giá hối đoái là vấn đề dai dẳng trong tài chính quốc tế. Sau khi chế độ bản vị vàng được bãi bỏ, nhiều nghiên cứu đã tập trung vào việc phát triển các mô hình thực nghiệm nhằm ước lượng tỷ giá hối đoái thả nổi. Phương pháp nghiên cứu theo đó mà phát triển dần nhằm tìm kiếm một mối liên hệ trong thực tế giữa tỷ giá thực và chênh lệch trong lãi suất thực ở các quốc gia. Nhìn chung thì các kết quả đưa đến là không thống nhất. Hai nghiên cứu được nhắc đến khá nhiều là của Campbell – Clarida (1987) và Meese – Rogoff (1988). Campbell – Clarida đã kiểm tra xem liệu chênh lệch lãi s uất thực có giải thích được cho những biến động của tỷ giá thực bằng cách đánh giá giá trị của USD so với đồng tiền của 4 quốc gia khác bao gồm Anh, Canada, Đức và Nhật Bản trong giai đoạn 10/1979 – 3/1986. Kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ giá USD thực so với các đồng tiền khác bị chi phối bởi những biến đổi bất ngờ của tỷ giá thực kỳ vọng dài hạn, trong khi chênh lệch lãi suất thực không có tác động có ý nghĩa đến thay đổi tỷ giá. Meese và Rogoff thì quan tâm đến mối quan hệ trong dài hạn và kiểm định hiện tượng đồng liên kết giữa tỷ giá thực và lãi suất thực. Dữ liệu không cho thấy một cách rõ ràng sự phù hợp giữa chênh lệch lãi s uất thực (trong ngắn hạn và dài hạn) với lãi suất thực. Ngoài ra, hai tác giả cũng tìm được bằng chứng về tính không dừng của tỷ giá thực và chênh lệch lãi s uất thực nên phương pháp kiểm định đồng liên kết của Engle – Granger đã được sử dụng.Tuy nhiên hai tác giả không thể bác bỏ giả thuyết H0 (không có hiện tượng đồng liên kết) giữa chênh lệch trong lãi s uất thực dài hạn và tỷ giá thực. Hai ông gợi ý rằng cần phải chú ý đến những “cú sốc thực”, mặc dù hai ông cũng nhận định rằng xác định những cú sốc nào thực sự tác động đến tỷ giá là vấn đề hết sức khó khăn. Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 4
  5. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo Edison và Pauls (1993) sử dụng phương pháp tương tự như Meese và Rogoff, cũng tập trung chủ yếu vào quan hệ trong dài hạn. Để giải quyết vấn đề ước lượng lạm phát kỳ vọng, hai ông sử dụng 3 phương pháp khác nhau để tính toán chỉ số này : trung bình trượt 12 quý của lạm phát, thay đổi hằng năm và hằng quý của CPI. Kết quả thu được về cơ bản cũng hỗ trợ cho kết quả từ nghiên cứu của Meese và Rogoff. Cụ thể, họ cũng không thể chứng minh được mối liên hệ có ý nghĩa trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi s uất thực bằng phương pháp đồng liên kết của Engle – Granger. Ngược lại, nghiên cứu của Kanas (2005) lại cho thấy bằng chứng của mối liên hệ này khi xem xét đến thay đổi trong chính sách điều hành tỷ giá và tiền tệ, cùng với chuỗi dữ liệu gồm nhiều quan sát (1921 – 2002). Tuy nhiên, phương pháp được sử dụng trong nghiên cứu này là Markov Switching - VAR, vốn được sử dụng chủ yếu đối với chuỗi dữ liệu dừng trong khi có nhiều bằng chứng cho thấy tỷ giá thực và lãi suất thực là không dừng. Một nhánh nghiên cứu khác là xem xét mối quan hệ phi tuyến giữa tỷ giá thực và lãi s uất thực, như trong nghiên cứu của Nakagawa năm 2002. Như vậy, các nghiên cứu trước đây không cung cấp được bằng chứng mạnh mẽ hỗ trợ cho mối liên hệ cân bằng trong dài hạn của tỷ giá thực – chênh lệch lãi s uất thực. Khác biệt giữa lý thuyết và bằng chứng thực nghiệm đòi hỏi phải phát triển các phương pháp nghiên cứu hiệu quả hơn nhằm giải quyết những vấn đề nảy sinh khi xử lý dữ liệu thời gian nói chung và dữ liệu tỷ giá thực - lãi s uất thực nói riêng, cụ thể: vấn đề tính không dừng của dữ liệu, độ tin cậy của các giá trị kiểm định và sự tồn tại của điểm gãy cấu trúc.  Vấn đề tính không dừng của dữ liệu: Nhiều nghiên cứu đã chú ý đến tính không dừng của chuỗi số liệu, ví dụ nghiên cứu của Meese và Rogoff (1988), Edison và Pauls (1993), Edison và Melick (1999). Các nghiên cứu này đều chỉ ra rằng dữ liệu của tỷ giá thực và lãi suất thực trong dài hạn đều không dừng, do đó phương pháp được sử dụng là kiểm tra hiện tượng đồng liên kết giữa các biến. Tuy nhiên, như đã trình bày ở trên, hầu hết các nghiên cứu đều không cung cấp được bằng chứng hỗ trợ Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 5
  6. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo cho mối quan hệ cân bằng giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi s uất thực, ngoại trừ nghiên cứu của Edison và Melick đưa ra được một số bằng chứng yếu.  Độ tin cậy của các giá trị kiểm định: Nhiều nhà nghiên cứu tranh luận rằng thất bại trong việc chứng minh sự tồn tại của mối liên hệ này trong các nghiên cứu thực nghiệm có thể là do các kiểm định thống kê không đủ mạnh (không thể bác bỏ giả thuyết H0 rằng không có hiện tượng đồng liên kết, mặc dù trên thực tế là có). Do đó, để khắc phục vấn đề này, giải pháp được đưa ra là mở rộng các quan sát bằng cách mở rộng chuỗi thời gian và mở rộng nghiên cứu trên nhiều quốc gia. Dữ liệu bảng được sử dụng để đáp ứng mục đích này, ví dụ như nghiên cứu của Chortares và Driver (2001) đã thành công trong việc cung cấp bằng chứng về mối liên hệ đồng liên kết giữa tỷ giá và chênh lệch lãi s uất khi xem xét mối quan hệ mậu dịch song phương giữa 11 nền kinh tế mở, nhỏ. Tuy nhiên, nếu chỉ xét riêng dữ liệu bảng của các quốc gia thuộc khối G7 thì các tác giả lại không tìm được bằng chứng cho mối liên hệ này. Nghiên cứu khác của MacDonald và Nagayasu (2000) tìm được bằng chứng của hiện tượng đồng liên kết đối với dữ liệu bảng bao gồm 14 quốc gia công nghiệp, giai đoạn Q1/1976 đến Q4/1997. Hiện tượng đồng liên kết được kiểm định theo phương pháp của Johansen (1988 - đối với từng quốc gia riêng biệt) và của Pedroni (1997 – đối với toàn bộ bảng dữ liệu).  Sự tồn tại của các điểm gãy cấu trúc: Campbell và Perron (1991) chỉ ra rằng mặc dù mở rộng chuỗi thời gian có thể là một cách để cải thiện sức mạnh của các kiểm định thống kê, chính việc mở rộng này lại kéo theo một hệ quả là trong chuỗi dữ liệu rất có thể sẽ xuất hiện những điểm gãy cấu trúc làm sai lệch các kết quả kiểm định đưa ra bởi các phương pháp truyền thống. Đề xuất này được đưa ra bởi Perron (1989) khi ông xem xét dữ liệu của 14 biến số kinh tế vĩ mô, với 2 điểm gãy cấu trúc là Đại khủng hoảng 1929 và cú sốc giá dầu 1973. Theo đó, khi sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị truyền thống đối với chuỗi dữ liệu có chứa điểm gãy cấu trúc (cụ thể là kiểm định Dickey – Fuller), kết quả kiểm định sẽ sai lệch về hướng không thể Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 6
  7. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo bác bỏ giả thuyết H0 (tức là chuỗi có nghiệm đơn vị); trong khi thực tế chuỗi số liệu có thể không phải là một bước ngẫu nhiên mà nó thể hiện tính dừng xung quanh các điểm gãy của đường xu hướng xác định. Nếu chuỗi số liệu là bước ngẫu nhiên thì ảnh hưởng của các cú sốc ngẫu nhiên là vĩnh viễn, trong khi với trường hợp còn lại thì chỉ có những cú sốc nào làm thay đổi hẳn đường xu hướng mới có tác động lâu dài. Tương tự, nhiều nghiên cứu khác cũng quan tâm đến vai trò của điểm gãy cấu trúc trong hiện tượng đồng liên kết. Thông điệp chung từ các nghiên cứu này là điểm gãy có thể làm sai lệch kết quả từ kiểm định đồng liên kết, dẫn đến không thể bác bỏ giả thuyết H0 (không có vector đồng liên kết), tức là giữa các biến không có mối quan hệ trong dài hạn (mặc dù trong thực tế mối quan hệ này là có tồn tại). Đây là hàm ý vô cùng quan trọng, cho thấy vai trò của điểm gãy cấu trúc trong việc xử lý các số liệu chuỗi thời gian. Việc có hoặc không có xem xét đến điểm gãy cấu trúc có thể ảnh hưởng đến kết luận về sự tồn tại hiện tượng đồng liên kết, tức là sự cân bằng dài hạn giữa các biến, cụ thể trong nghiên cứu này là giữa tỷ giá thực và lãi s uất thực. Do đó, việc kiểm soát các điểm gãy cấu trúc bất cứ khi nào chúng ta nghi ngờ có sự xuất hiện của chúng là cần thiết. Ví dụ, nghiên cứu của Edison và Melick (1999) do có nhấn mạnh đến tính không dừng của chuỗi dữ liệu và điểm gãy cấu trúc, tuy không cho thấy bằng chứng của hiện tượng đồng liên kết giữa tỷ giá thực và lãi suất thực trong ngắn hạn nhưng trong dài hạn thì có xuất hiện vector đồng liên kết, tức là cho thấy một kết quả tốt hơn so với các nghiên cứu trước . Tuy nhiên, thời điểm xuất hiện điểm gãy không được xác định một cách nội sinh, và giá trị tới hạn của kiểm định Johansen sử dụng trong nghiên cứu này chưa được điều chỉnh phù hợp với sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc. Gần đây, Saikkonen và Lütkepohl (2000, 2002) đề xuất một phương pháp tiếp cận nhằm kiểm định mối quan hệ cân bằng giữa các biến bằng mô hình vector tự hồi quy có kèm sự thay đổi cấu trúc, đồng thời sử dụng mô hình Bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) để loại bỏ thành phần xu hướng. Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 7
  8. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo 3. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1 Dữ liệu 3.1.1 Dữ liệu dùng trong nghiên cứu Anh – Mỹ Dữ liệu được lấy từ dữ liệu thống kê tài chính toàn cầu của IMF (IFS). Đây là dữ liệu theo tháng, khung thời gian từ tháng 1/1973 – 5/2005. Tỷ giá thực (qt trong phương trình 1) giữa bảng Anh và dollar Mỹ tính bằng log của tỷ giá cuối kì. Lãi s uất thực (rt ) được tính bằng lãi suất danh nghĩa ngắn hạn trừ lạm phát kỳ vọng. Hai chuỗi dữ liệu của lạm phát kỳ vọng, tiền nghiệm (Δpt+1 ) và hậu nghiệm (Δpt ), được tính dựa trên Chỉ số giá tiêu dùng CPI. Anh là nền kinh tế nội địa (rt ) và Mỹ là nước ngoài (r* t ). 3.1.2 Dữ liệu dùng trong nghiên cứu đa quốc gia Mẫu các quốc gia bao gồm Áo, Bỉ, Canada, Phần Lan, Pháp, Đức, Ý, Hà Lan, Na Uy, Tây Ban Nha, Thụy Điển và Thụy Sĩ. Dữ liệu được thu thập từ tháng 1/1978 đến tháng 12/1998. Mẫu được chọn để có được bộ dữ liệu cân bằng. Nguồn dữ liệu lấy từ IFS. Để tính toán tỷ giá thực, các tác giả dựa trên chỉ số CPI và tỷ giá song phương cuối kỳ của từng đồng tiền so với đô la Mỹ. Lãi suất thực được tính dựa trên lãi suất của thị trường tiền tệ, và lạm phát thì dựa theo CPI. Ở đây, chúng tôi tập trung vào mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực hậu nghiệm. Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 8
  9. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo 3.2 Mô hình lý thuyết Để xây dựng một phương trình thể hiện mối liên hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực, bài nghiên cứu này thực hiện theo nghiên cứu của Edison và Pauls (1993). Hai thành phần chính của mô hình này là UIP và điều kiện cân bằng Fisher. Từng thành phần sẽ được thiết lập trước khi xây dựng thành một phương trình có thể ước lượng. Đầu tiên, tỷ giá hối đoái thực (qt ) được định nghĩa như sau: qt = s t – pt + pt* (1) Trong đó:  s t là logarit tự nhiên (ln) của tỷ giá giao ngay danh nghĩa (số đơn vị nội tệ đổi một đơn vị ngoại tệ)  p t và p t * tương ứng với logarit tự nhiên của chỉ số giá nội địa và nước ngoài. Từ ( 1) có thể suy ra : Et q t+1 = Et s t+1 + Et p * t+1 - Et p t+1 (1’) UIP khẳng định rằng với thị trường vốn mở và các dự báo là hoàn hảo, những thay đổi kỳ vọng trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa tương đương với chênh lệch trong lãi s uất danh nghĩa. Khi các nhà đầu tư ngại rủi ro thì UIP bao gồm cả phần bù rủi ro. Et (s t+1 – s t ) = it – it * + u t (2) Với: it và it * là lãi s uất danh nghĩa trong nước và nước ngoài Et s t+1 là kỳ vọng tại thời điểm hiện tại về tỷ giá hối đoái thời kỳ tới u t là phần bù rủi ro tỷ giá. Thay tỷ giá hối đoái danh nghĩa kỳ vọng Et s t+1 từ (1’) vào (2): Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 9
  10. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo Et q t+1 – Et p * t+1 + Et p t+1 – s t = it – it * + u t (3) Giả định thay đổi của lạm phát kỳ vọng là: Et Δpt+1 = Et p t+1 – p t (4) Et Δp* t+1 = Et p * t+1 – p t * (5) Lãi suất thực (tiền nghiệm) bằng lãi suất danh nghĩa trừ lạm phát kỳ vọng: rt = it – Et Δpt+1 (6) rt * = it * – Et Δp* t+1 (7) Từ các phương trình trên ta có được biểu thức : Et q t+1 – (Et Δp* t+1 + p t * ) + (Et Δpt+1 + p t ) – s t = (rt + Et Δpt+1 ) – (rt * + Et Δp* t+1 ) + u t (8) Rút gọn (8), những thay đổi kỳ vọng trong tỷ giá hối đoái thực được biểu diễn qua biểu thức: Et q t+1 – p t * + p t – s t = rt – rt * + u t (9) Et q t+1 – q t = rt – rt * + u t (10) q t = – rt + rt * + Et q t+1 + u t (11) Vấn đề trong phương trình (11) là giá trị kỳ vọng của tỷ giá thực không có sẵn. Một số phương pháp đã được đề xuất trong các nghiên cứu trước đây: Meese và Rogoff (1988) đề xuất sử dụng lũy kế của cán cân thương mại và một hằng số; ngoài ra sự phụ thuộc vào thời gian của tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng có thể được thể hiện bằng một biến giả nếu như giá trị cân bằng không thay đổi một cách thường xuyên. Meese và Rogoff (1988), Edison và Pauls (1993), và Baxter (1994) giả định tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng là hằng số, bài nghiên cứu này đã vận dụng theo cách này vì tính đơn giản. Sự thất bại trong việc chứng minh cho mối liên hệ dài hạn giữa tỷ giá thực Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 10
  11. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo và chênh lệch lãi s uất thực đặt ra yêu cầu nghiên cứu sâu hơn về giả định liên quan đến tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng này. Từ phương trình (11) có: qt =  rt +  * rt* + constant + ut (12) Phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian u t là một thành phần không quan sát được trong phương trình này và được giả định là dừng. Phương trình (12) là phương trình ước lượng cơ sở của bài nghiên cứu này. Hàm ý quan trọng nhất là chênh lệch lãi suất thực có quan hệ ngược chiều với tỷ giá hối đoái thực của đồng nội tệ (tức là,  < 0 và * > 0). 3.3 Kiểm định tính dừng và điểm gãy cấu trúc Để chắc chắn là đang xử lý dữ liệu chuỗi thời gian không dừng, hai tác giả thực hiện 2 kiểm định nghiệm đơn vị: kiểm định ADF (Augmented Dickey-Fuller) (xem Dickey và Fuller, 1979) và kiểm định S&L (Saikkonen và Lütkepohl) (2002). So với các kiểm định khác, kiểm định S&L đề xuất phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị có xem xét đến biến giả đại diện cho cú sốc. Phương trình cơ bản (không chứa thành phần xu hướng tuyến tính) cho kiểm định này như sau (13) Trong đó + xt : sai số là chuỗi tự hồi quy bậc giới hạn p, AR(p), với    tham số : -1 <   1. Nếu  = 1: có nghiệm đơn vị  Hàm thay đổi sẽ được định nghĩa sau Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 11
  12. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo Lấy sai phân bậc 1 phương trình (13): (14) Trong đó . Để ước tính các hệ số, , ta tối thiểu hóa tổng bình phương sai số tổng hợp của phương trình: (15) Trong đó :  Y=[y 1 , y 2 ,…, y T]’  Z=[Z1 :Z2 :Z3 ] với Z1 =[1,0,….,0]’, Z2 =[1,1,….,1]’, Z3 =[ , ,…., ]’  V=[v 1 , v 2 ,…, v T]’ Bài nghiên cứu này tập trung vào trường hợp mà điểm gãy TB có thể được đại diện bằng biến giả d t có dạng: (16) Khi biết được điểm gãy chúng ta có thể ước lượng được phương trình (13). Theo Lanne, Lütkepohl, và Saikkonen (2002): đầu tiên dùng phương pháp GLS để ước lượng thành phần xu hướng xác định rồi dùng kiểm định ADF cho dữ liệu đã được điều chỉnh (bằng cách loại đi thành phần xu hướng khỏi dữ liệu gốc). Tuy nhiên để làm được điều này chúng ta phải biết được điểm gãy. Do đó Lanne, Lütkepohl, và Saikkonen (2003) đã đưa vào độ trễ bậc p. Phương pháp của họ cũng phù hợp với việc tối thiểu hóa Qp và điểm gãy được xác định là điểm tương ứng với giá trị cực tiểu của Qp . Giống như ADF, giá trị kiểm định trong trường hợp này không tuân theo phân Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 12
  13. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo phối chuẩn tắc, do đó giá trị tới hạn tính toán bởi Lanne, Lütkepohl, và Saikkonen (2002) sẽ được sử dụng để đánh giá giả thuyết H0 của kiểm định nghiệm đơn vị. Để đảm bảo tỷ giá có chứa ít nhất một điểm gãy cấu trúc có ý nghĩa thống kê, các tác giả tiến hành thêm một kiểm định được phát triển bởi Bai và Perron (1998). Mục đích của kiểm định này là nhằm xác định xem liệu có bao nhiêu điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu. Bài nghiên cứu này sử dụng kiểm định cực đại kép (double maximum tests ) (kiểm định UD max và WD max) với giả thiết H0 là không có thay đổi cấu trúc, trong khi H1 là dữ liệu có chứa thay đổi cấu trúc (nhưng số lượng là chưa biết). Sau đó, các tác giả sử dụng kiểm định SupF (i+1| i) để xác định số lượng điểm gãy cụ thể trong dữ liệu. Theo đó sẽ kiểm định giả thuyết H0 là có i sự thay đổi cấu trúc, H1 là có i+1 thay đổi, đây là kiểm định tuần tự với i nhận giá trị lần lượt từ 1 - 4. 3.4 Kiểm định hiện tượng đồng liên kết Nếu dữ liệu không dừng, ta sẽ phân tích mối liên hệ có thể có trong dài hạn giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi s uất thực bằng các phương pháp phù hợp với dữ liệu không dừng. Cụ thể, các tác giả tiến hành 3 kiểm định hiện tượng đồng liên kết: kiểm định Trace của Johansen (1988, 1995) và 2 kiểm định của Saikkonen – Lütkepohl (2000) ứng với 2 trường hợp là có và không có xét đến điểm gãy cấu trúc. Kiểm định Johansen là kiểm định tiêu chuẩn cho hiện tượng đồng liên kết, sử dụng một hệ phương trình. Giá trị thống kê của tỷ số Likelihood (LR) trong kiểm định Johansen không tuân theo phân phối chuẩn trong trường hợp giả thuyết H0 , và phụ thuộc vào hiệu số của K-r (K là số lượng biến và r là số lượng vector đồng liên kết theo giả thuyết H0 ) và thành phần của hàm xu hướng. Nghiên cứu này tập trung vào kiểm định Trace truyền thống: (17) Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 13
  14. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo Với: λ i là giá trị eigenvalue nhỏ nhất của phương trình tương ứng, T là khung thời gian. Johans en (1995) có đưa ra các giá trị tới hạn cho kiểm định này, nhưng việc thêm biến giả đại diện cho cú sốc vào mô hình sẽ dẫn đến những giá trị thống kê tính toán được sẽ có phân phối khác với phân phối trong mô hình chuẩn của Johansen. Do đó, các giá trị tới hạn được Johansen tính toán sẽ không còn phù hợp. Bài nghiên cứu này có tính đến khó khăn này nên sẽ tiến hành kiểm định theo phương pháp được phát triển bởi Saikkonen và Lütkepohl (2000). Xem xét quy trình xử lý dữ liệu (data generating process - DGP) có kèm biến giả: (18) d t : biến giả đại diện cho thay đổi cấu trúc, được định nghĩa giống như các phần trước và do đó những thời điểm xảy ra thay đổi cấu trúc đã xét tới trong phần kiểm định nghiệm đơn vị ở trên cũng sẽ được sử dụng lại trong phần kiểm định hiện tượng đồng liên kết này. Sau đó, mô hình VECM được sử dụng để ước lượng sẽ như sau: (19) Với: v = - Πµ0 Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 14
  15. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo 4. Kết quả nghiên cứu 4.1 Kết quả nghiên cứu trong trường hợp Anh – Mỹ 4.1.1 Kết quả của kiểm định tính dừng và xác định điểm gãy cấu trúc Kết quả của các kiểm định nghiệm đơn vị ADF và S&L được tóm tắt trong Bảng 1 ở trên, trong đó độ trễ được xác định bởi Akaike Information Criterion (AIC) (Vì mục tiêu nghiên cứu ở giai đoạn này là xây dựng các mô hình tổng quát nên AIC được sử dụng chứ không phải là Schwarz-Bayesian Information Criterion, theo gợi ý của Lanne, Lűtkepohl và Saik konen (2002)). Theo kiểm định ADF, các trị thống kê tính toán được đều nhỏ hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 5% (tính theo giá trị tuyệt đối). Do đó, chúng ta không thể bác bỏ giả thuyết H0 : Tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực (tiền nghiệm/ hậu nghiệm) của Anh và Hoa Kỳ là chuỗi không dừng. Điều này phù hợp với bằng chứng trong nghiên cứu của Edison và Pauls (1993) và Chortareas và Driver (2001). Kiểm định nghiệm đơn vị S&L cho thấy bằng chứng tỷ giá thực và lãi suất thực của Mỹ là không dừng. Tuy nhiên, ở đây có bằng chứng về tính dừng của lãi suất thực Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 15
  16. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ở Anh. Tính không dừng của ít nhất hai biến tỷ giá thực và lãi s uất thực ở Mỹ cho thấy mối quan hệ dài hạn trong phương trình (12) có thể vẫn cân bằng. Điểm gãy có được từ kiểm định S&L cũng được trình bày trong Bảng 1. Với biến tỷ giá thực, điểm gãy là tại thời điểm 03/1985, trùng hợp với việc kết thúc của thời kỳ đồng đô la được định giá cao trong giai đoạn đầu những năm 1980. Đó là khoảng thời gian khi Hiệp định Plaza đã được ký kết tại New York và theo đó các nước thành viên G5 nhất trí tăng sức mạnh đồng đô để chống thâm hụt tài khoản vãng lai của Mỹ, cải thiện kinh tế trên phạm vi toàn cầu. Tuy nhiên, cũng cần lưu ý rằng điểm gãy được tính toán ở trên có sai lệch so với sự kiện thực tế, vì Hiệp định Plaza được ký kết vào cuối tháng 9/1985, tức là điểm gãy cấu trúc trên thực tế sẽ trễ hơn đôi chút so với kết quả kiểm định. Với biến lãi s uất ở Anh điểm gãy nội sinh được xác định tại thời điểm 07/1979 cho lạm phát tiền nghiệm và 08/1979 cho lạm phát hậu nghiệm, trùng hợp với thời điểm áp dụng chế độ chính sách tiền tệ mới tại Anh do chính phủ của bà Thatcher tiến hành. Điểm gãy cho lãi s uất ở Mỹ là 12/1980 và 07/1980, tương ứng lần lượt với lạm phát tiền nghiệm và hậu nghiệm, lần nữa trùng với thời điểm có thay đổi trong chính sách tiền tệ của Mỹ. Sự quan tâm chính của nghiên cứu này là tỷ giá thực nên phần tiếp theo của bài viết này xem xét sự thay đổi chính sách có thể có tại tỷ giá cân bằng thời điểm 03/1985 cho cả lãi s uất thực tiền nghiệm và hậu nghiệm. Biến giả sẽ được tính toán dựa theo thời điểm này. Cần lưu ý rằng thời điểm của biến giả này được hỗ trợ bởi kiểm định Sup-W và Exp-W của Bai, Lumsdaine và Stock (1998), vốn là một phương pháp thống kê nhằm phát hiện và xác định các điểm gãy cấu trúc phổ biến trong mô hình bao gồm nhiều chuỗi dữ liệu thời gian (VAR). Xét khung thời gian từ 1983-1986 thì kết quả từ kiểm định này cho thấy thời điểm của sự thay đổi cấu trúc là tháng 05/1985 với độ tin cậy 90% (Tuy nhiên, kết quả này cần được hiểu thận trọng vì có một khả năng rằng dữ liệu khi chạy VAR có thể không dừng. Do đó các tác giả nghiên cứu thay đổi có thể có Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 16
  17. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo bằng cách lấy sai phân bậc một dữ liệu nhưng không thu được kết quả). Tổng hợp kết quả từ 2 kiểm định trên, thời điểm tháng 3/1985 được xem như điểm gãy cấu trúc trong các phân tích tiếp theo. Đồng thời, như đã được nhắc đến ở phần phương pháp nghiên cứu, kiểm định của Bai – Perron (1998) s ẽ được tiến hành thêm để chắc chắn là chuỗi dữ liệu tỷ giá thực có chứa điểm gãy cấu trúc. Kết quả kiểm định cực đại kép cho thấy có thể bác bỏ giả thuyết H0 tại mức ý nghĩa 10% ( do giá trị kiểm định của UD max là 7,97 > 7,46 và giá trị kiểm định của WD max tại 10% là 13,872 > 8,2 – trong đó 7,46 và 8,2 là giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa 10% ). Kết quả này đồng nghĩa với việc chuỗi tỷ giá thực có chứa ít nhất một điểm gãy cấu trúc. Kết quả từ kiểm định SupF chỉ ra có duy nhất một sự thay đổi cấu trúc. Các giá trị kiểm định trên được thể hiện ở Bảng 2. Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 17
  18. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo 4.1.2 Kiểm định hiện tượng đồng liên kết Các tác giả tiến hành 3 kiểm định hiện tượng đồng liên kết, và kết quả từ 3 kiểm định này cho thấy vai trò to lớn của điểm gãy cấu trúc, có thể ảnh hưởng trực tiếp đến kết quả của phân tích đồng liên kết. i) Kiểm định Trace của Johansen Bảng 3 trình bày kết quả kiểm định dựa trên phương pháp truyền thống (Johansen Trace tes t). Xét các giá trị P- values trong [.], giá trị nhỏ nhất cũng là 0,109, tức là chúng ta không thể bác bỏ H0 : không có hiện tượng đồng liên kết, thậm chí ở mức ý nghĩa 10%. Kết quả này thống nhất với phần lớn những bằng chứng đã được đưa ra trong các nghiên cứu trước đây, tức là không đưa ra bằng chứng về đồng liên kết giữa tỷ giá thực và lãi suất thực. Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 18
  19. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo ii) Kiểm định S&L trường hợp không xét tới biến giả Dựa vào bảng 4 ta có thể bác bỏ H0 : r = 0 với mức ý nghĩa 7% với lãi suất thực tiền nghiệm (do p-value = 0,066) và 12% với lãi suất thực hậu nghiệm (p-value = 0,115), tức chúng ta tìm thấy nhiều bằng chứng hơn về mối quan hệ dài hạn giữa 3 biến so với kiểm định Johansen ở trên. Tuy nhiên, các bằng chứng này vẫn chưa đủ mạnh. Kết quả này gợi ý vai trò của việc thêm một biến giả đại diện cho điểm gãy cấu trúc, bởi các lí do sau:  Khả năng xuất hiện điểm gãy cấu trúc trong tỷ giá hối đoái thực, đã được thể hiện ở bảng 1 và 2  Các tranh luận được nhắc đến trong các nghiên cứu trước (phần 2 của bài nghiên cứu này)  Lý thuyết kinh tế lượng của Perron (1989) Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 19
  20. Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo iii) Kiểm định S&L có xét đến biến giả Biến giả được rút ra từ ước lượng của điểm gãy trong tỷ giá thực bằng phương pháp của Bai (1998) và từ bảng 1 (03/1985). Không giống như kết quả của kiểm định Johansen và kiểm định S&L chưa hiệu chỉnh, Bảng 5 cho thấy bằng chứng mạnh mẽ của hiện tượng đồng liên kết giữa tỷ giá thực và lãi s uất thực, do có thể bác bỏ H0 : r = 0 ở mức ý nghĩa 5% cho trường hợp lạm phát tiền nghiệm, và ở mức ý nghĩa 6% đối với lạm phát hậu nghiệm ( p-value lần lượt là 0,031 và 0,059). Như vậy, một trong những lí do quan trọng dẫn đến thất bại trong việc chứng minh bằng thực nghiệm mối tương quan dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi s uất thực của những nghiên cứu trước là do chưa quan tâm đến những điểm gãy cấu trúc của dữ liệu. 4.1.3 Mối quan hệ trong dài hạn và tính bền vững Với sự hiện diện của hiện tượng đồng liên kết đã chứng minh ở trên, chúng ta có thể thực hiện ước lượng mô hình VECM (Mô hình vector hiệu chỉnh sai số) để thu được các hệ số ước lượng dài hạn của mối liên hệ giữa lãi suất và tỷ giá hối đoái thực. Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 20
ADSENSE
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2