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

Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 1


Tiểu luận

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

Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 2

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 suất thực. Các lý thuyết này nhìn chung đều xuất phát từ Lý thuyết
Ngang giá lãi suất 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 suất thực, nhưng nhìn về dài
hạn thì tỷ giá thực vẫn có xu hướng chịu tác động bởi lãi suất 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). Joseph 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 suất 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 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.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
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 3

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

Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 4

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 suất
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 suất 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 suất 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 H
0

(không có hiện tượng đồng liên kết) giữa chênh lệch trong lãi suất 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.
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 5

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 suất 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 suất 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 suất
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 suất 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
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 6

cho mối quan hệ cân bằng giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất 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 H
0
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 suất 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
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 7

bác bỏ giả thuyết H
0
(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 H
0
(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 suất 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.

Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 8

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 (q
t
trong
phương trình 1) giữa bảng Anh và dollar Mỹ tính bằng log của tỷ giá cuối kì. Lãi suất
thực (r
t
) 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 (Δp
t+1

) và hậu nghiệm (Δp
t
), được tính dựa
trên Chỉ số giá tiêu dùng CPI. Anh là nền kinh tế nội địa (r
t
) 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.






Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 9

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 (q
t
) được định nghĩa như sau:
q
t
= s
t
– p
t
+ p
t
*
(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 : E
t

q
t+1
= E
t
s
t+1
+ E
t
p
*
t+1
- E
t
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 suất danh nghĩa. Khi các nhà đầu tư ngại rủi ro thì UIP bao gồm cả phần bù rủi ro.
E
t
(s
t+1
– s
t
) = i
t
– i
t
*

+ u
t
(2)
Với: i
t
và i
t
*
là lãi suất danh nghĩa trong nước và nước ngoài
E
t
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 E
t
s
t+1
từ (1’) vào (2):
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 10

E
t
q
t+1

– E
t
p
*
t+1
+ E
t
p
t+1
– s
t
= i
t
– i
t
*
+ u
t
(3)
Giả định thay đổi của lạm phát kỳ vọng là:
E
t
Δp
t+1
= E
t
p
t+1
– p
t

(4)
E
t
Δp
*
t+1
= E
t
p
*
t+1
– p
t
*
(5)
Lãi suất thực (tiền nghiệm) bằng lãi suất danh nghĩa trừ lạm phát kỳ vọng:
r
t
= i
t
– E
t
Δp
t+1
(6)
r
t
*
= i
t

*
– E
t
Δp
*
t+1
(7)
Từ các phương trình trên ta có được biểu thức :
E
t
q
t+1
– (E
t
Δp
*
t+1
+ p
t
*
) + (E
t
Δp
t+1
+ p
t
) – s
t
= (r
t

+ E
t
Δp
t+1
) – (r
t
*
+ E
t
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:
E
t
q
t+1
– p
t
*
+ p
t
– s
t
= r
t

– r
t
*
+ u
t
(9)
E
t
q
t+1
– q
t
= r
t
– r
t
*
+ u
t
(10)
q
t
= – r
t
+ r
t
*
+ E
t
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
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 11

và chênh lệch lãi suất 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:
q
t
=  r
t
+ 
*
r
t
*
+ constant + u
t
(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
+ x
t
: 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
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 12

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=[Z
1
:Z
2
:Z
3
] với Z
1
=[1,0,….,0]’, Z
2
=[1,1,….,1]’,
Z
3
=[ , ,…., ]’
 V=[v
1
, v

2
,…, v
T
]’
Bài nghiên cứu này tập trung vào trường hợp mà điểm gãy T
B
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 Q
p
và điểm gãy được xác định là điểm tương ứng với giá trị cực tiểu của
Q
p
. Giống như ADF, giá trị kiểm định trong trường hợp này không tuân theo phân
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 13

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 H
0

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 H
0
là không có thay đổi
cấu trúc, trong khi H
1
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 H
0
là có i sự thay đổi cấu
trúc, H
1
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 suất 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 H
0
, 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 H
0
) và thành phần của hàm xu hướng. Nghiên cứu này tập trung vào kiểm định
Trace truyền thống:
(17)
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 14

Với: λ
i
là giá trị eigenvalue nhỏ nhất của phương trình tương ứng, T là khung
thời gian. Johansen (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 = - Πµ
0

Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 15

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 Saikkonen (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 H
0
: 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
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 16

ở Anh. Tính không dừng của ít nhất hai biến tỷ giá thực và lãi suất 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 suất 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 suất 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 suất 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
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 17

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) sẽ 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 H
0
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.




Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 18

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 test). Xét các giá trị P- values trong [.], giá trị nhỏ nhất cũng là 0,109,
tức là chúng ta không thể bác bỏ H
0
: 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.
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 19

ii) Kiểm định S&L trường hợp không xét tới biến giả

Dựa vào bảng 4 ta có thể bác bỏ H
0
: 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)
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 20

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 suất thực, do có thể bác bỏ H
0
: 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 suất 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.
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 21

Mô hình VECM được ước lượng dựa trên một vector đồng liên kết, bởi “phương pháp
hai giai đoạn” được đề nghị bởi S&L. Giai đoạn đầu là ước lượng mối quan hệ dài
hạn. Vì chỉ có một vector đồng liên kết được tìm thấy từ kiểm định S&L nên VECM
sẽ sử dụng 1 phương trình, ước lượng bằng phương pháp OLS. Giai đoạn thứ hai sẽ
ước lượng mô hình tổng thể bằng phương pháp OLS, trong đó bao gồm vector đồng
liên kết đã được xác định trong giai đoạn đầu cũng như các biến ngoại sinh. Ước lượng
của các tác giả đối với vector đồng liên kết trong dài hạn được trình bày trong Bảng 6.
Độ trễ thích hợp được xác định bởi AIC, và kiểm định t được thể hiện trong ngoặc.

Các ước lượng trên đều phù hợp với mối quan hệ giữa chênh lệch lãi suất thực
và tỷ giá thực: tỷ giá thực tương quan ngược chiều (cùng chiều) với lãi suất thực của
Anh (Mỹ), hàm ý rằng một sự gia tăng trong lãi suất thực của Anh dẫn đến việc định

giá cao đồng bảng Anh. Dấu của các hệ số ước lượng trong bảng 6 ngược với mô hình
lý thuyết ( phương trình (12)) là phù hợp, thể hiện rằng nếu trong ngắn hạn tỷ giá thực
có lệch khỏi chênh lệch lãi suất thực thì trong dài hạn nó sẽ có xu hướng quay về giá
trị cân bằng. Theo như kết quả của bảng 6, nếu như tỷ giá thực lệch khỏi giá trị cân
bằng thì cứ sau mỗi kỳ, lãi suất thực ở Anh (rt) sẽ kéo tỷ giá thực về vị trí cân bằng
được 1,9%, tương tự với lãi suất thực của Mỹ.
Ngoài ra, các ước lượng đối với các tham số đồng liên kết vẫn thể hiện sự ổn
định. Sự ổn định của hệ số đồng liên kết được kiểm tra bằng phương pháp đệ quy được
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 22

phát triển bởi Johansen (1995), Hansen và Johansen (1999) (biểu đồ 1 và 2). Nếu theo
phương pháp của Johansen (1995) thì giá trị eigenvalues có độ tin cậy 95%. Theo
phương pháp của Hansen và Johansen (1999), mức độ ổn định của giá trị eigenvalues
thể hiện thông qua giá trị thống kê τ, giả thuyết H
0
là mô hình ổn định. Do các giá trị
eigenvalues và giá trị thống kê τ khá ổn định và đều dưới giá trị tới hạn, chúng ta
không thể bác bỏ giả thuyết không ở trên, tức là các tham số đồng liên kết đều đáng tin
cậy vì chúng được dựa trên một mô hình ổn định.


4.2 Kết quả kiểm định đa quốc gia
Trong trường hợp đa quốc gia, các tác giả vẫn tiến hành quy trình kiểm định
giống như trên, nhưng sẽ thực hiện lần lượt với từng cặp đồng tiền.


Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 23

i) Kết quả từ kiểm định tính dừng và điểm gãy cấu trúc

Bảng 7 là kết quả của kiểm định ADF và kiểm định S&L đối với các chuỗi dữ
liệu tỷ giá thực và lãi suất thực ở tất cả các quốc gia. Trong 48 chuỗi dữ liệu được
kiểm định, có 3 chuỗi thể hiện tính dừng, điều này là hợp lí do các tác giả tiến hành
khá nhiều kiểm định nghiệm đơn vị.
Về thời điểm xác định điểm gãy cấu trúc, nhiều quốc gia (như Áo, Bỉ, Đức, Hà Lan
và Tây Ban Nha) cho thấy điểm gãy cấu trúc xảy ra vào đầu năm 1991, phản ánh việc
thống nhất Tây Đức và Đông Đức (vào khoảng cuối năm 1990). Với Ý, Thụy Điển và
Phần Lan thì điểm gãy lãi suất thực xảy ra vào cuộc khủng hoảng năm 1992
của European Exchange Rate Mechanism (ERM).
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 24

ii) Kết quả từ kiểm định hiện tượng đồng liên kết
Trong bảng 8, các tác giả xem xét xem liệu có bằng chứng về mối quan hệ trong dài
hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực ở các quốc gia trong mẫu hay không. Sử dụng
kiểm định Johansen, kết quả cho thấy bằng chứng về mối quan hệ đồng liên kết ở đa
số các quốc gia (9 trong 12 trường hợp) tại mức ý nghĩa 10%. Kết quả này hỗ trợ tốt
hơn cho mối quan hệ tỷ giá thực-lãi suất thực so với các nghiên cứu trước, và là do sự
hội nhập kinh tế - tài chính đặc thù ở Châu Âu.
Đối với 3 trường hợp không xuất hiện hiện tượng đồng liên kết theo kiểm định
của Johansen (cụ thể là ở Áo, Hà Lan và Thụy Sĩ), các tác giả tiếp tục tiến hành kiểm
Điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực GVHD: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo

Nhóm 19 – TCDN Đêm 4 – K2 Trang 25

định đồng liên kết bằng phương pháp S&L (trường hợp có xét tới điểm gãy cấu trúc).
Kết quả cho thấy có xuất hiện vector đồng liên kết trong trường hợp của Thụy Sĩ (giá
trị p-value rất thấp), riêng ở Áo và Hà Lan thì có vẻ như chênh lệch lãi suất thực không
có tác động đến tỷ giá hối đoái thực (có lẽ bởi vì các điều kiện tiền tệ ở 2 quốc gia này
liên hệ mật thiết với Đức).
Như vậy, nếu bao gồm cả quan hệ Anh – Mỹ đã được kiểm định ở trên, các tác
giả đã nghiên cứu 13 nước và nhận thấy có hiện tượng đồng liên kết tại 11 quốc gia,
cho thấy mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất thực là có tồn tại trong thực
tế. Tuy nhiên, vấn đề điểm gãy cấu trúc thì lại không phải là một hiện tượng phổ biến.
Thực vậy, khi các tác giả sử dụng kiểm định LM của Westerlund (2006) đối với
bảng dữ liệu, đã tính đến điểm gãy cấu trúc, chúng ta bác bỏ giả thuyết H
0
là có một
vector đồng liên kết cho tất cả các quốc gia, có thể là do sự không đồng nhất
(heterogeneity) trong mẫu quốc gia. Ngược lại đồng bảng Anh có thể có sự phù hợp
đáng kể với đồng đô la trong khung thời gian nghiên cứu, vì chỉ theo đuổi hội nhập tài
chính với châu Âu trong thời gian ngắn trước khi chấm dứt, trong khi các quốc gia
châu Âu khác trong mẫu phải chịu hậu quả của khủng hoảng ERM (theo Blake và
Byme, 2002).
Tóm lại, phân tích đa quốc gia của các tác giả gợi ý rằng mối quan hệ giữa tỷ
giá thực và lãi suất thực có thể xem như là một điều kiện cân bằng dài hạn. Điều này
được khẳng định bởi phương pháp dữ liệu bảng và ở quốc gia cụ thể. Đối với hầu hết
các quốc gia nghiên cứu thì mối quan hệ cân bằng này là có tồn tại bất kể điểm gãy
cấu trúc, còn đối với một số quốc gia như Anh và Thụy Sĩ thì điểm gãy cấu trúc lại
đóng vai trò quan trọng. Như vậy điểm gãy cấu trúc dường như mang tính chất cá biệt.