KIỂM ĐỊNH NGANG GIÁ SỨC MUA Ở CÁC QUỐC GIA ĐÔNG NAM Á.PDF

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM








TRƯƠNG THIẾT HÀ







KIỂM ĐỊNH NGANG GIÁ SỨC MUA
Ở CÁC QUỐC GIA ĐÔNG NAM Á







LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh - năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP.HCM







TRƯƠNG THIẾT HÀ





KIỂM ĐỊNH NGANG GIÁ SỨC MUA
Ở CÁC QUỐC GIA ĐÔNG NAM Á

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 2013



LỜI CAM ĐOAN
˜™—–

Tôi xin cam đoạn đây là công trình nghiên cứu của riêng tôi, có sự hỗ trợ của
Giảng viên hướng dẫn là PGS.TS.Nguyễn Thị Liên Hoa.
Số liệu trong các bảng biểu phục vụ cho việc phân tích có nguồn gốc và trích

dẫn rõ ràng, được chính tác giả thu thập và xử lý. Các nội dung và kết quả nghiên
cứu nêu trong luận văn là trung thực và chưa từng được công bố trong bất kỳ công
trình nào khác.
Nếu phát hiện bất kì sự gian lận nào, tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm trước
Hội đồng, cũng như kết quả luận văn của mình.

Tác giả



Trương Thiết Hà


MỤC LỤC
˜™—–

Trang

Trang phụ bìa
Lời cam đoan
Mục lục
Danh mục các chữ viết tắt
Danh mục các bảng biểu
Danh mục các đồ thị
Tóm tắt 1
1. Giới thiệu 2
2. Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây 5
2.1. Nghiên cứu về ngang giá sức mua ở các nước trên thế giới 5
2.1.1. Nghiên cứu kết luận rằng có tồn tại ngang giá sức mua trong thực tế 5
2.1.2. Nghiên cứu kết luận rằng không tồn tại ngang giá sức mua trong thực tế . 8

2.2. Nghiên cứu về câu đố liên quan đến PPP và hướng giải quyết
câu đố liên quan đến PPP 10
2.3. Nghiên cứu về các phương pháp kiểm định ngang giá sức mua 12
2.4. Nghiên cứu về ngang giá sức mua ở các nước Đông Nam Á 16
3. Phương pháp nghiên cứu 21
3.1. Phương pháp 21
3.2. Dữ liệu 24
3.3. Trình tự kiểm định 28
4. Kết quả nghiên cứu 29
4.1. Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng 29
4.2. Kiểm định đồng liên kết với dữ liệu dạng bảng 35
5. Kết luận 39
Tài liệu tham khảo 41


Phụ lục 50
Phụ lục 1: Kết quả Eviews của kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng 50
Phụ lục 2: Kết quả Eviews của kiểm định đồng liên kết với dữ liệu dạng bảng 56
Phụ lục 3: Đồ thị tỷ giá hối đoái danh nghĩa của các quốc gia Đông Nam Á 59
Phụ lục 4: Đồ thị chỉ số giá tiêu dùng của các quốc gia Đông Nam Á 65



DANH MỤC CÁC CHỮ VIẾT TẮT
˜™—–

ADF Kiểm định Augmented Dickey – Fuller
DF-GLS Kiểm định Dickey – Fuller – Generalized Least Squares
EMU Hiệp ước Liên minh châu Âu
FXTOP Website cung cấp dữ liệu tỷ giá hối đoái

IDR Rupiah Indonesia
IMF Quỹ tiền tệ quốc tế
IPS Ấn phẩm Thống kê tài chính quốc tế công bố bởi Quỹ tiền tệ quốc tế
JPY Yên Nhật
G7 Nhóm 7 quốc gia dân chủ và công nghiệp hàng đầu của thế giới
KHR Riel Campuchia
KPSS Kiểm định Kwiatkowski-Philips-Schmidt-Shin
KSS Kiểm định Kapetanios, Shin & Snell
LAK Kip Lào
MENA Khu vực Trung Đông và Bắc Phi
MMK Kyat Myanmar
MYR Ringgit Malaysia
OECD Tổ chức Hợp tác và Phát triển Kinh tế
PHP Peso Philippines
PP Kiểm định Phillips – Person
PPP Thuyết ngang giá sức mua
SGD Đô la Singapore
THB Bath Thái Lan
USD Đô la Mỹ
VND Việt Nam đồng


DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU
˜™—–

Bảng 3.1: Dữ liệu sử dụng trong nghiên cứu 27
Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng
đối với tỷ giá hối đoái thực trong giai đoạn tháng 1/995
– tháng 6/2013 (Đô la Mỹ là đồng tiền cơ sở) 29
Bảng 4.2: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng

đối với tỷ giá hối đoái thực trong giai đoạn tháng 1/995
– tháng 6/2013 (Yên Nhật là đồng tiền cơ sở) 30
Bảng 4.3: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng
đối với tỷ giá hối đoái thực trong giai đoạn
tháng 7/997 – 8/2008 và tháng 9/2008 – 6/2013
(Đô la Mỹ là đồng tiền cơ sở) 31
Bảng 4.4: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng
đối với tỷ giá hối đoái thực trong giai đoạn
tháng 7/997 – 8/2008 và tháng 9/2008 – 6/2013
(Yên Nhật là đồng tiền cơ sở) 32
Bảng 4.5: Kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng
đối với tỷ giá hối đoái danh nghĩa và tương quan giá cả 35
Bảng 4.6: Kết quả kiểm định đồng liên kết với dữ liệu dạng bảng 36


DANH MỤC CÁC ĐỒ THỊ
˜™—–

Đồ thị 1: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Việt Nam, Đô la Mỹ
là đồng tiền cơ sở (VND/USD biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 59
Đồ thị 2: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Lào, Đô la Mỹ
là đồng tiền cơ sở (LAK/USD biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 59
Đồ thị 3: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Campuchia, Đô la Mỹ
là đồng tiền cơ sở (KHR/USD biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 59
Đồ thị 4: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Thái Lan, Đô la Mỹ
là đồng tiền cơ sở (THB/USD biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 60
Đồ thị 5: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Malaysia, Đô la Mỹ
là đồng tiền cơ sở (MYR/USD biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 60
Đồ thị 6: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Singapore, Đô la Mỹ
là đồng tiền cơ sở (SGD/USD biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 60

Đồ thị 7: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Myanmar, Đô la Mỹ
là đồng tiền cơ sở (MMK/USD biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 61
Đồ thị 8: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Philippines, Đô la Mỹ
là đồng tiền cơ sở (PHP/USD biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 61
Đồ thị 9: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Indonesia, Đô la Mỹ
là đồng tiền cơ sở (IDR/USD biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 61
Đồ thị 10: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Việt Nam, Yên Nhật
là đồng tiền cơ sở (VND/JPY biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 62
Đồ thị 11: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Lào, Yên Nhật
là đồng tiền cơ sở (LAK/JPY biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 62
Đồ thị 12: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Campuchia, Yên Nhật
là đồng tiền cơ sở (KHR/JPY biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 62
Đồ thị 13: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Thái Lan, Yên Nhật
là đồng tiền cơ sở (THB/JPY biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 63


Đồ thị 14: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Malaysia, Yên Nhật
là đồng tiền cơ sở (MYR/JPY biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 63
Đồ thị 15: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Singapore, Yên Nhật
là đồng tiền cơ sở (SGD/JPY biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 63
Đồ thị 16: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Myanmar, Yên Nhật
là đồng tiền cơ sở (MMK/JPY biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 64
Đồ thị 17: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Philippines, Yên Nhật
là đồng tiền cơ sở (PHP/JPY biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 64
Đồ thị 18: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa của Indonesia, Yên Nhật
là đồng tiền cơ sở (IDR/JPY biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 64
Đồ thị 19: Chỉ số giá tiêu dùng của Mỹ (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 65
Đồ thị 20: Chỉ số giá tiêu dùng của Nhật (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 65

Đồ thị 21: Chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 65
Đồ thị 22: Chỉ số giá tiêu dùng của Lào (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 66
Đồ thị 23: Chỉ số giá tiêu dùng của Campuchia (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 66
Đồ thị 24: Chỉ số giá tiêu dùng của Thái Lan (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 66
Đồ thị 25: Chỉ số giá tiêu dùng của Malaysia (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 67
Đồ thị 26: Chỉ số giá tiêu dùng của Singapore (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 67
Đồ thị 27: Chỉ số giá tiêu dùng của Myanmar (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 67



Đồ thị 28: Chỉ số giá tiêu dùng của Philippines (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 68
Đồ thị 29: Chỉ số giá tiêu dùng của Indonesia (Năm 2005 = 100)
(Biểu thị ở dạng logarite cơ số tự nhiên) 68








1

TÓM TẮT
˜™—–

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm mục đích kiểm định sự tồn tại của
thuyết ngang giá sức mua bằng cách sử dụng phương pháp dữ liệu bảng của 9 quốc
gia Đông Nam Á, gồm: Việt Nam, Lào, Campuchia, Thái Lan, Myanmar, Malaysia,
Singapore, Philippines và Indonesia, trong giai đoạn từ tháng 1 năm 1995 đến tháng
6 năm 2013. Hai hướng tiếp cận kiểm định – hướng tiếp cận tỷ giá hối đoái thực và
hướng tiếp cận tiền tệ - được tiến hành bằng kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu
theo dạng bảng và kiểm định đồng liên kết với dữ liệu theo dạng bảng. Đô la Mỹ và
Yên Nhật được sử dụng đồng thời làm đồng tiền cơ sở để xem xét liệu có tồn tại sự
khác biệt khi thực hiện kiểm định ngang giá sức mua tại cùng một quốc gia với
những đồng tiền cơ sở khác nhau. Kết quả nghiên cứu cho thấy kiểm định nghiệm
đơn vị đã bác bỏ giả thiết phát biểu về sự tồn tại của hình thức ngang giá sức mua
tuyệt đối tại các quốc gia Đông Nam Á xét trên toàn bộ mẫu sự liệu kiểm định từ
tháng 1 năm 1995 đến tháng 6 năm 2013. Tuy nhiên, khi đưa các điểm đứt quãng
cấu trúc (cuộc khủng hoàng tài chính Châu Á năm 1997 và cuộc khủng hoảng tài
chính toàn cầu năm 2008) vào mô hình, và tiến hành kiểm định ngang giá sức mua
trong giai đoạn tháng 7 năm 1997 đến tháng 8 năm 2008, kết quả cho thấy PPP
được duy trì tại các quốc gia này đối với giai đoạn sau cuộc khủng hoảng tài chính
Châu Á đến trước khủng hoảng tài chính toàn cầu, phù hợp với những nghiên cứu
trước đây của Choudhry (2005), Baharumshah và cộng sự (2007), Ridzuan và
Ahmed (2011). Bên cạnh đó, kết quả kiểm định đồng liên kết với dữ liệu theo dạng
bảng cũng chứng minh mối tương quan trong dài hạn giữa tỷ giá hối đoái danh
nghĩa và tương quan giá cả – hay còn gọi là hình thức ngang giá sức mua tương đối
– khi Yên Nhật là đồng tiền cơ sở, nhưng không cho thấy điều này khi Đô la Mỹ là
đồng tiền cơ sở.

2

1. GIỚI THIỆU
Thuyết ngang giá sức mua – ra đời bởi Gustav Cassel vào năm 1918 – phân
tích mối quan hệ giữa tỷ lệ lạm phát và tỷ giá hối đoái của các quốc gia. Tuy có một
lịch sử lâu dài trải qua nhiều thế kỉ về mặt kinh tế, nhưng các thuật ngữ cụ thể của
lý thuyết này chỉ mới được giới thiệu trong các cuộc tranh luận chính sách quốc tế
những năm sau chiến tranh thế giới thứ nhất, về mức độ phù hợp của tỷ giá hối đoái
danh nghĩa tại những quốc gia công nghiệp phát triển sau giai đoạn lạm phát diễn ra
trên quy mô lớn trong suốt và sau cuộc chiến (Cassel (1918)), kể từ đó, ý tưởng về
ngang giá sức mua trở nên phổ biến trên thế giới. Có hai hình thức ngang giá sức
mua, gồm hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối – hay còn gọi là Luật một giá – và
hình thức ngang giá sức mua tương đối.
Trong đó, Luật một giá phát biểu rằng giá cả của các sản phẩm giống nhau
của hai nước khác nhau sẽ bằng nhau khi tính bằng một đồng tiền chung. Nếu có
một chênh lệch trong gía cả khi được tính bằng một đồng tiền chung hiện hữu, mức
cầu sẽ dịch chuyển để các giá cả này gặp nhau. Tuy nhiên, “Luật một giá” được xây
dựng trên giả định thị trường hoàn hảo. Trên thực tế, sự hiện hữu của chi phí vận
chuyển, hạn ngạch có thể ngăn cản hình thức sức mua tuyệt đối.
Hình thức ngang giá sức mua tương đối có thể giải thích cho khả năng bất
hoàn hảo của thị trường như chi phí vận chuyển, thuế quan, hạn ngạch… nêu trên,
bởi hình thức ngang giá sức mua tương đối công nhận rằng do các bất hoàn hảo của
thị trường, giá cả những sản phẩm giống nhau ở các nước khác nhau sẽ không nhất
thiết bằng nhau khi được tính bằng một đồng tiền chung. Tuy nhiên, theo hình thức
này, tỷ lệ thay đổi trong giá cả sản phẩm sẽ phần nào giống nhau khi được tính bằng
một đồng tiền chung, miễn là chi phí vận chuyển và các hàng rào mậu dịch không
thay đổi.
Lý do cơ bản đằng sau thuyết ngang giá sức mua là nếu hai quốc gia sản xuất
các sản phẩm có khả năng thay thế lẫn nhau, nhu cầu đối với sản phẩm sẽ điều
chỉnh khi tỷ lệ lạm phát khác nhau.

3

Các nghiên cứu về ngang giá sức mua thường sử dụng hai phương pháp, đó
là phương pháp tiếp cận tiền tệ và phương pháp tiếp cận tỷ giá hối đoái thực.
Phương pháp tiếp cận tiền tệ đối với tỷ giá hối đoái sử dụng PPP để giải thích diễn
biến của tỷ giá hối đoái trong dài hạn, nghĩa là mức độ chênh lệch của tỷ giá trong
dài hạn xuất phát từ tỷ lệ khác biệt trong lạm phát hiện tại tại các quốc gia. Song
song đó, phương pháp tiếp cận tỷ giá hối đoái thực là phương pháp được tổng quát
hóa từ phương pháp tiếp cận tiền tệ. Trong đó, tỷ giá hối đoái thực xác định bằng
mối tương quan giữa giá cả hàng hóa nội địa và hàng hóa nước ngoài.
Nhiều nghiên cứu đã được thực hiện để kiểm định ngang giá sức mua tại các
quốc gia trên thế giới, đặc biệt là sau sự sụp đổ của hệ thống tiền tệ Bretton Wood
năm 1973 và chuyển sang cơ chế tỷ giá thả nổi. Các nghiên cứu trước đây đã phát
hiện những kết quả khác nhau về sự tồn tại của thuyết ngang giá sức mua, hoặc
trong ngắn hạn hoặc trong dài hạn, bằng cách sử dụng nhiều loại mô hình kinh tế
lượng khác nhau. Bên cạnh đó, một số nghiên cứu còn phát hiện ra câu đố liên quan
đến PPP, và đề xuất một số hướng giải quyết.
Các quốc gia Đông Nam Á có nhiều nét tương đồng nhau về mặt kinh tế, cụ
thể là cơ cấu hàng xuất khẩu với thế mạnh về nông sản là tương tự nhau giữa các
quốc gia. Điều này cũng hỗ trợ cho giả thiết về sự tồn tại của thuyết ngang giá sức
mua trong khu vực, và vấn đề bảo hộ năng lực cạnh tranh giữa các nước. Tuy nhiên,
do sự xuất hiện của các cú sốc ngoại sinh xảy ra trong thời kì nghiên cứu ảnh hưởng
đến từng quốc gia cụ thể (cú sốc về dầu thô, các điều khoản thương mại, và các
cuộc xung đột quân sự…) nên có thể thuyết ngang giá sức mua không tồn tại trong
khu vực.
Tốc độ lạm phát và ảnh hưởng của nó đến tỷ giá hối đoái luôn được nhiều
đối tượng quan tâm nghiên cứu tại các quốc gia. Bên cạnh đó, sau hơn 45 năm
thành lập ASEAN, ta thấy cần thiết phải điều tra xem liệu thị trường hàng hóa của
các quốc gia trong khu vực đã được liên kết nhiều hơn hay không, nhằm hướng đến
thành lập liên minh tiền tệ trong tương lai. Do đó đề tài này được thực hiện nhằm

kiểm định ngang giá sức mua tại một số quốc gia Đông Nam Á, gồm Việt Nam,
4

Lào, Campuchia, Thái Lan, Malayxia, Singapore, Myanmar, Indonesia, và
Philippines trong giai đoạn tháng 1 năm 1995 đến tháng 6 năm 2013, bằng cách sử
dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết với dữ liệu
dạng bảng, để trả lời ba câu hỏi:
(1) Thuyết ngang giá sức mua có tồn tại ở các quốc gia Đông Nam Á, gồm
Việt Nam, Lào, Campuchia, Thái Lan, Malayxia, Singapore, Myanmar, Indonesia,
và Philippines trong giai đoạn tháng 1 năm 1995 đến tháng 6 năm 2013 hay không?
(2) Nếu thuyết ngang giá sức mua tồn tại, thì đó là hình thức ngang giá sức
mua tuyệt đối hay hình thức ngang giá sức mua tương đối?
(3) Kết quả kiểm định ngang giá sức mua bằng các phương pháp kiểm định
khác nhau có sự khác biệt không?
Phần còn lại của đề tài bao gồm các nội dung sau: Phần 2 trình bày tổng quan
các kết quả nghiên cứu trước đây. Phần 3 giới thiệu về phương pháp nghiên cứu
kiểm định nghiệm đơn vị và kiểm định đồng liên kết với dữ liệu dạng bảng, đồng
thời trình bày cách thu thập dữ liệu để tiến hành kiểm định. Phần 4 nêu những kết
quả nghiên cứu. Và kết luận được trình bày ở nội dung cuối cùng ở phần 5.
5

2. TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
2.1. Nghiên cứu về ngang giá sức mua ở các nước trên thế giới
2.1.1. Nghiên cứu kết luận rằng có tồn tại thuyết ngang giá sức mua trong thực
tế
Một số nghiên cứu đã khẳng định về việc tồn tại của thuyết ngang giá sức
mua trong dài hạn. Cụ thể như:
Ramirez và Khan (1999) kiểm định giả thuyết PPP đối với 5 quốc gia công
nghiệp (Đức, Anh, Nhật, Canada và Pháp) sử dụng mô hình đồng liên kết và hiệu
chỉnh sai số. Các kết quả kiểm định đồng liên kết đã chỉ ra rằng thuyết PPP được

duy trì trong dài hạn chứ không phải trong ngắn hạn đối với tất cả các quốc gia.
Trong khi đó, kết quả mô hình hiệu chỉnh sai số đã cho thấy độ lệch của tỷ giá hối
đoái thực từ giá trị PPP trong dài hạn sẽ được điều chỉnh trong những giai đoạn
khác nhau.
Taylor (2002) kiểm định ngang giá sức mua đối với dữ liệu 20 quốc gia
(gồm: Argentina, Úc, Bỉ, Brazil, Canada, Đan Mạch, Phần Lan, Pháp, Đức, Ý, Nhật
Bản, Mexico, Hà Lan, Na Uy, Bồ Đào Nha, Tây Ban Nha, Thụy Điển, Thụy Sĩ,
Anh và Mỹ) với dữ liệu kéo dài 100 năm, bằng cách sử dụng kiểm định DF-GLS.
Kết quả nghiên cứu của tác giả đã cho thấy ngang giá sức mua được duy trì trong
thế kỉ 20 căn cứ vào những bằng chứng mạnh mẽ về tính ổn định của tỷ giá hối đoái
thực trong suốt thế kỉ của 16 quốc gia phát triển và 3 quốc gia đang phát triển .
Papell và Prodan (2005) sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị thông thường và
kiểm định nghiệm đơn vị có xét đến điểm đứt quãng cấu trúc, để kiểm định sự tồn
tại của thuyết ngang giá sức đối với tỷ giá hối đoái thực của 7 quốc gia công nghiệp
(gồm: Canada, Đan Mạch, Nhật Bản, Hà Lan, Bồ Đào Nha, Thụy Sĩ và Anh) bằng
quan sát theo năm trong giai đoạn 1870 – 1988 hoặc 1892 – 1988. Với các kiểm
định nghiệm đơn vị thông thường và kiểm định nghiệm đơn vị có xét đến sự hiện
diện của điểm đứt quãng cấu trúc, kết quả nghiên cứu tìm thấy bằng chứng về sự
tồn tại của PPP đối với 5 quốc gia.
6

Lopez và Papell (2006) đã sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị
với dữ liệu dạng bảng nhằm phân tích tác động của đồng Euro lên giả thiết rằng có
sự tồn tại ngang giá sức mua khi xét trong khu vực Châu Âu và các nước gần gũi
với nó (tất cả bao gồm 23 quốc gia, chia thành năm nhóm nước, cụ thể là các nước
khu vực đồng tiền chung Châu Âu, các nước Châu Âu khác, các nước đang đàm
phán, các nước công nghiệp, các nước thuộc khu vực Địa Trung Hải) trong giai
đoạn 1973 – 2001. Cụ thể đối với giai đoạn trước khi chuyển đổi sang sử dụng
Euro, nghiên cứu thu thập dữ liệu tỷ giá hối đoái danh nghĩa của từng nước theo Đô
la Mỹ trong khoảng thời gian từ năm 1973 – 1998, sau đó là tỷ giá Euro/Đô la Mỹ

trong giai đoạn 1999 – 2001. Kết quả nghiên cứu đã tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ
về PPP duy trì trong nội bộ các quốc gia thuộc khu vực đồng tiền chung Châu Âu.
Kim và Moh (2009) có được bằng chứng mạnh mẽ về việc quay trở lại giá trị
trung bình theo hướng phi tuyến của tỷ giá hối đoái thực sự khi kiểm định lại ngang
giá sức mua đối với bộ dữ liệu Taylor (2002) đã thu thập. Ngoài ra, các tác giả còn
mở rộng dữ liệu đến năm 1998 đối với các nước thuộc khu vực đồng tiền chung
Châu Âu và đến năm 2004 đối với các quốc gia không thuộc khu vực đồng tiền
chung Châu Âu bằng dữ liệu của IFS. Kiểm định trong nghiên cứu của họ đã bác bỏ
giả thuyết H0 về nghiệm đơn vị đối với 14 trong 16 quốc gia phát triển với mức ý
nghĩa 5% khi kiểm định bằng mô hình ESTAR (Exponential Smooth Transition
AutoRegression), BLSTAR (Band Logistic Smooth Transition Autoregression), và
BTAR (Band Threshold Autoregression).
Manzur và Chan (2010) sử dụng dữ liệu của 12 quốc gia sử dụng đồng Euro
để kiểm định ngang giá sức mua trong giai đoạn tháng 12/1998 đến tháng 7/2007,
gồm 104 quan sát. Kết quả nghiên cứu ủng hộ giả thiết PPP tại các nước Châu Âu
khi Đô la Mỹ và Bảng Anh là đồng tiền cơ sở, và bác bỏ đối với trường hợp đồng
tiền cơ sở là Yên Nhật. Ngoài ra, nghiên cứu này còn tính toán tốc độ quay trở lại
giá trị trung bình của tỷ giá hối đoái thực, và cho thấy chu kì bán rã của tỷ giá hối
đoái thực là khoảng 5 năm đối với USD/Euro và GBP/Euro.
7

Kum (2012) kiểm định về việc PPP duy trì tại Thổ Nhĩ Kỳ trong giai đoạn
1953 – 2009. Mặc dù 2 kiểm định nghiệm đơn vị ADF và DF-GLS trong nghiên
cứu này cho những kết quả khác nhau, nhưng tác giả đã kết luận rằng ngang giá sức
mua tồn tại ở Thổ Nhĩ Kỳ với sự hiện diện của những điểm đứt quãng cấu trúc, thu
được từ kiểm định nghiệm đơn vị Zivot-Andrews và Lagrange Multiplier, bởi hai
kiểm định này có thể khắc phục hạn chế của kiểm định ADF.
Zhou (2013) thực hiện kiểm định ngang giá sức mua bằng phương pháp kiểm
định KSS đối với dữ liệu của 23 quốc gia (trong đó 15 quốc gia thuộc Liên minh
Châu Âu và 8 quốc gia đang phát triển khác gồm Mỹ, Canada, Úc, Nhật Bản, Thụy

Sỹ, Nauy, Iceland và New Zealand). Kết quả nghiên cứu đã cung cấp các hỗ trợ
mạnh mẽ trong việc cho rằng PPP duy trì trong một phiên bản đa quốc gia trong
suốt thời kì tỷ giá hối đoái thả nổi đối với phần lớn các nước phát triển.
Cuestas và Regis (2013) áp dụng đồng thời kiểm định tuyến tính của Harvey
và kiểm định phi tuyến của Kruse (2011) để kiểm định ngang giá sức mua tại các
nước OECD trong giai đoạn tháng 1 năm 1972 đến tháng 1 năm 2010. Nghiên cứu
đã bác bỏ tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian của tất cả các nước khi thực hiện
kiểm định tuyến tính, tuy nhiên kiểm định phi tuyến đã tìm thấy ngang giá sức mua
được duy trì tại 12 quốc gia. Bên cạnh đó, do kiểm định phi tuyến được xem là có
giá trị trong việc giải thích sự tồn tại của thuyết ngang giá sức mua hơn, nên kết quả
nghiên cứu đã cho thấy rằng lý thuyết ngang giá sức mua được duy trì tại nhiều
quốc gia hơn so với các nghiên cứu trước đây.
Ngoài việc chứng minh có tồn tại ngang giá sức mua tại một số quốc gia,
nhiều nghiên cứu còn xem xét rằng liệu đó là hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối
hay hình thức ngang giá sức mua tương đối. Cerrato và Sarantis (2003) bằng cách
sử dụng một bảng đơn nhất tỷ giá hối đoái của thị trường chợ đen đối với 20 nền
kinh tế mới nổi, đã đưa ra kết luận rằng tỷ giá hối đoái thị trường chợ đen dường
như cung cấp những hỗ trợ cho hình thức tương đối chứ không phải hình thức tuyệt
đối của thuyết PPP. Hay như Drine và Rault (2007) đã cho thấy PPP tuyệt đối được
xác nhận tại các quốc gia OECD và PPP tương đối tại các quốc gia MENA. Mặc
8

khác, hầu hết trong các nghiên cứu còn lại, nếu giả thuyết ngang giá sức mua được
duy trì, thì đều là hình thức PPP tương đối.

2.1.2. Nghiên cứu kết luận rằng không tồn tại ngang giá sức mua trong thực tế
Bên cạnh những kết quả thực nghiệm kết luận rằng ngang giá sức mua tồn tại
tại một số quốc gia như ở phần trình bày trên, PPP cũng được chứng minh trong
không duy trì trong một số nghiên cứu. Cụ thể như:
Lopez, Murray và Papell (2004) thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị với

nhiều độ trễ của chuỗi dữ liệu theo thời gian được lựa chọn, và đã bác bỏ giả thiết
H0 phát biểu rằng có tồn tại PPP trong dài hạn tại mức ý nghĩa 5% cho 9 trên 16 tỷ
giá hối đoái thực. Từ đó nghiên cứu cho thấy những bằng chứng tìm được không đủ
mạnh mẽ để kết luận rằng PPP dài hạn được duy trì trong thập kỷ cuối.
Carlsson, Lyhansen và Österholm (2007) đã sử dụng phương pháp cực đại
hợp lý đồng liên kết dữ liệu bảng của Larsson và Lyhagen (2007) để kiểm định giả
thuyết PPP tại các quốc gia G7 (gồm Canada, Pháp, Đức, Ý, Nhật Bản, Anh và
Mỹ). Dữ liệu được thu thập theo tháng trong giai đoạn từ sau sự sụp đổ của Hiệp
ước Bretton Wood (tháng 1/1973) đến khi một số quốc gia gia nhập EMU (tháng
12/1998). Kết quả là nghiên cứu này đã bác bỏ giả thiết về sự tồn tại của PPP trong
nghiên cứu của mình. Đồng thời, nghiên cứu cũng nêu lên một số lý do có thể gây
ra thất bại của hình thức PPP tuyệt đối, chẳng hạn như lỗi đo lường, khác biệt trong
chỉ số giá của các quốc gia, chi phí giao dịch, hoặc các cú sốc về năng suất sản xuất.
Hyrina và Serletis (2008) kiểm định ngang giá sức mua đối với 23 quốc gia
OECD (gồm: Argentina, Úc, Bỉ, Brazil, Canada, Chile, Đan Mạch, Phần Lan, Pháp,
Đức, Hy Lạp, Ý, Nhật Bản, Mexico, Hà Lan, New Zealand, Na Uy, Bồ Đào Nha,
Tây Ban Nha, Thụy Điển, Thụy Sĩ, Anh và Mỹ), với dữ liệu kéo dài 1 thế kỉ. Tỷ giá
hối đoái thực được tính toán đối với mỗi quốc gia trong 23 nước so với 4 đồng tiền
cơ sở gồm Mark Đức, Yên Nhật, Bảng Anh và Đô la Mỹ. Bằng kiểm định nghiệm
đơn vị ADF và Phillips-Perron, nghiên cứu đã tìm thấy rằng phần lớn các chuỗi tỷ
9

giá hối đoái thực là không dừng (với 73 trong số 88 chuỗi tỷ giá là có nghiệm đơn
vị). Nghĩa là không có ngang giá sức mua tồn tại ở các quốc gia này.
Pesaran, Smith, Yamagata và Hvozduk (2009) sử dụng dữ liệu hàng quý của
tỷ giá hối đoái thực của 50 nước trong khoảng thời gian 1957 – 2001 để kiểm định
ngang giá sức mua. Nghiên cứu áp dụng kiểm định nghiệm đơn vị tỷ giá hối đoái
theo từng cặp các quốc gia, bởi có nhiều vấn đề mà ta có thể bỏ lỡ nếu sử dụng tỷ
giá hối đoái của từng nước so với đồng đô la Mỹ, ví dụ sự khác biệt về việc điều
chỉnh tỷ giá hối đoái thực trong các quốc gia phát triển hoặc giữa các quốc gia phát

triển và đang phát triển. Một mẫu lớn hơn cũng cho phép kiểm định tốt hơn về sự
tồn tại của thuyết ngang giá sức mua. Nghiên cứu đã kết luận rằng có nhiều bằng
chứng chống lại việc tồn tại PPP trong những khoảng thời gian dài với sự gia tăng
biến động của tỷ giá hối đoái thực.
Caporale và Gil-Alana (2010) đã kiểm định ngang giá sức mua với tỷ giá hối
đoái thực theo ngày của Rand Nam Phi so với đô la Mỹ trong giai đoạn 02/01/1990
– 31/12/2008, bằng cách sử dụng khuôn khổ tích hợp theo từng phân đoạn. Ngoài
ra, nghiên cứu còn xét đến 1 điểm đứt quãng cấu trúc duy nhất trong dữ liệu vào
tháng 12 năm 2001 (tương ứng với sự thay đổi trong khuôn khổ của chính sách tiền
tệ Nam Phi). Từ đó, kết quả nghiên cứu đã bác bỏ giả thuyết PPP đối với tỷ giá
Rand Nam Phi/đô la Mỹ trên các tần suất dữ liệu.
Mặc khác, ngoài việc trả lời cho câu hỏi liệu có hay không ngang giá sức
mua duy trì tại một số quốc gia, một số nghiên cứu còn đưa ra những lí giải cho vấn
đề đó. Như Tang và Butiong (1994) phát hiện ra rằng sự chênh lệch trong tỷ giá hối
đoái từ PPP đối với các quốc gia đang phát triển lớn hơn ở các nước phát triển, bởi
lẽ ở các quốc gia đang phát triển có xu hướng chịu nhiều sự can thiệp của chính phủ
và các hạn chế thương mại. Alba và Papell (2005) tìm thấy rằng PPP được duy trì
trong những bảng dữ liệu của các quốc gia Châu Âu và Châu Mỹ La Tinh, nhưng
không ở các quốc gia Châu Á và Châu Phi, từ đó kết luận rằng đặc điểm quốc gia
(như độ mở cửa về thương mại, có mối quan hệ gần gũi với Mỹ, lạm phát thấp hơn
10

tỷ giá hối đoái biến động ở mức trung bình, và có tốc độ tăng trưởng kinh tế) có thể
giải thích mức độ tuân thủ và độ lệch của PPP trong dài hạn.

2.2. Nghiên cứu về câu đố liên quan đến PPP và hướng giải quyết câu đố liên
quan đến PPP
Việc nghiên cứu diễn biến của tỷ giá hối đoái trong một số nghiên cứu từ
những năm 1970 cho đến đầu thế kỉ hiện nay đã ngụ ý hỗ trợ cho giả thiết phát biểu
rằng tỷ giá hối đoái điều chỉnh theo mức PPP trong thời gian dài. Nhưng các bằng

chứng đưa ra không thuyết phục. Cụ thể, theo như nghiên cứu của Taylor, Peel và
Sarno (2001), câu đố liên quan đến PPP đầu tiên phát biểu rằng dù có hình thức
ngang giá sức mua tuyệt đối tồn tại thì cũng chưa chắc chắn rằng hình thức ngang
giá sức mua tương đối được duy trì.
Ngoài ra, vào giữa những năm 1980, Huizinga (1987) và một số nhà kinh tế
khác cũng đã phát hiện ra câu đố liên quan đến PPP thứ hai, đó là dù hình thức
ngang giá sức mua tương đối được duy trì thì tốc độ tỷ giá hối đoái thực điều chỉnh
thành tỷ giá hối đoái PPP là rất chậm. Khoảng tin cậy của những chu kì bán rã – tức
khoảng tin cậy của khoảng thời gian cần thiết để tỷ giá hối đoái thực điều chỉnh
thành tỷ giá hối đoái PPP – trong một số nghiên cứu cho ta cái nhìn rõ nét hơn về
câu đố liên quan đến PPP thứ hai. Rogoff (1996) đã tìm thấy những bằng chứng về
chu kì bán rã thường kéo dài từ 3 đến 5 năm. Chinn (1998) tìm thấy chu kì bán rã là
3.3 và 10.9 năm (ngoại trừ Philippine) khi sử dụng chỉ số giá tiêu dùng; và là 2 đến
8.2 năm khi sử dụng chỉ số giá bán buôn (nếu các hệ số không có ý nghĩa thống kê
bị loại trừ, thì chu kì bán rã là 2 đến 4 năm). Bằng cách sử dụng sử dụng những
phương pháp khác nhau để xây dựng khoảng tin cậy của chu kì bán rã với dữ liệu
của thời kì hậu Bretton Wood, Rossi (2004) đã tìm thấy cận dưới thấp hơn đối với
những khoảng tin cậy được báo cáo trong những nghiên cứu gần đây, trong nghiên
cứu này chủ yếu là ít hơn 2 năm; trong khi đó cận trên thường là vô hạn. Nghĩa là
trong khi cận dưới phù hợp với lý thuyết về PPP, cận trên phù hợp với lý thuyết
không có hội tụ trong dài hạn của PPP. Một số nghiên cứu khác đưa ra kết quả hơi
11

khác biệt. Cụ thể như cận trên vẫn còn cao (mặc dù không phải luôn luôn là vô
hạn), nhưng cận dưới lại cao hơn 2 năm khi sử dụng dữ liệu theo tháng. Từ đây, liên
kết với nghiên cứu của Murray and Papell (2005), câu đố liên quan đến PPP thậm
chí còn phức tạp hơn.
Việc lí giải câu đố liên quan đến PPP thứ hai này thường đi theo 2 hướng,
hoặc sự hiện diện của những cú sốc thực (ví dụ như sự khác biệt về năng suất sản
xuất) dẫn đến việc tỷ giá hối đoái cân bằng lệch khỏi các mức ngụ ý của PPP

(Beveridge và Nelson (1991)), hoặc là sự hiện diện của vấn đề phi tuyến trong quá
trình điều chỉnh xung quanh PPP. Đối với hướng lí giải thứ hai, nhiều nghiên cứu
(Michael, Nobay và Peel (1997), Obstfeld và Taylor (1997), Sarantis (1999), Sarno,
Taylor và Chowdhury (2004), Bec, Ben và Carrasco (2010)) đã sử dụng mô hình tự
hồi quy ngưỡng phi tuyến để điều tra tính bền bĩ câu đố liên quan đến PPP. Cụ thể
trong đó, Obstfeld và Taylor (1997) đã xây dựng mô hình điều chỉnh giá cả ở những
thành phố khác nhau trên thế giới giai đoạn sau năm 1973 và tìm thấy nhiều kết quả
phi tuyến; Sarno, Taylor và Chowdhury (2004) sử dụng cách tiếp cận này đối với
các dữ liệu được phân chia theo hàng hóa của các quốc gia tại các nước G7. Gần
đây, Ming và Morley (2013) đã áp dụng cách tiếp cận Bayes để điều tra những vấn
đề phi tuyến của tỷ giá hối đoái và tính bền bĩ câu đố liên quan đến PPP, nhờ vào
khả năng ước lượng tham số của phép đo lường chu kì bán rã dựa trên hàm xung
động phản hồi; từ đó đưa ra khả năng lí giải câu đố liên quan đến PPP cao hơn so
với những nghiên cứu trước đây.
Trong khi đó, Peltonen, Popescu và Sager (2009) đã kết hợp cả hai cách giải
thích về câu đố liên quan đến PPP thứ hai bằng cách sử dụng phương pháp dữ liệu
bảng cải tiến, đưa ra kết luận là chu kì bán rã ngắn hơn so với ước lượng sử dụng
PPP tuyến tính và phù hợp với các biến động quan sát được của tỷ giá hối đoái thực
và danh nghĩa. Becmann (2013) xác nhận trong nghiên cứu của mình rằng thời gian
chu kì bán rã của các cú sốc tỷ giá hối đoái thực là nhỏ hơn đáng kể so với các
nghiên cứu trước đây. Tóm lại, cách tiếp cận phi tuyến đối với mô hình tỷ giá hối
đoái thực gợi ý một số hướng giải quyết vấn đề câu đố liên quan đến PPP.
12

2.3. Nghiên cứu về các phương pháp kiểm định ngang giá sức mua
Phương pháp kiểm định được sử dụng trong các kiểm định ngang giá sức
mua sẽ được trình bày trong phần nội dung dưới đây, gồm 6 nhóm chính
a). Phương pháp kiểm định với dữ liệu dạng bảng
Nhiều tác giả sử dụng phương pháp dữ liệu bảng trong các kiểm định ngang
giá sức mua của mình. Boyd và Smith (1998) đã sử dụng dữ liệu bảng để kiểm định

PPP đối với 31 quốc gia đang phát triển giai đoạn 1966 – 1990. Azali và cộng sự
(2001) đã sử dụng kiểm định tham số và phi tham số dữ liệu bảng với điều kiện có
xu hướng hoặc không xu hướng hỗ trợ cho giả thiết đồng liên kết giữa những tỷ giá
hối đoái song phương và những mức giá cả có liên quan. Chiu (2002) kiểm định
PPP bằng các sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng bảng đối với 45
quốc gia giai đoạn 1980 – 1999. Cerrato và Sarantis (2003) kiểm định giả thuyết
PPP bằng cách sử dụng một bảng đơn nhất tỷ giá hối đoái của thị trường chợ đen
đối với 20 nền kinh tế mới nổi. Nghiên cứu của Coakley và Snaith (2004) đã sử
dụng những ước lượng hồi quy dữ liệu bảng không dừng, trong đó kết hợp cả tính
độc lập của dữ liệu chéo và cả những cú sốc thường xuyên và tạm thời, để kết luận
rằng PPP tương đối được duy trì trong dài hạn. Alba và Papell (2005) kiểm định
PPP trong dài hạn bằng cách sử dụng phương pháp dữ liệu bảng trong các quốc gia
tương đối mở cửa về thương mại, có mối quan hệ gần gũi với Mỹ, lạm phát thấp
hơn tỷ giá hối đoái biến động ở mức trung bình, và có tốc độ tăng trưởng kinh tế
tương tự Mỹ. Lopez và Papell (2006) đã sử dụng phương pháp kiểm định nghiệm
đơn vị dữ liệu bảng nhằm phân tích tác động của đồng Euro lên giả thiết ngang giá
sức mua khi xét trong khu vực Châu Âu và các nước gần gũi với nó. Ridzuan và
Ahmed (2011) đã sử dụng kiểm định PPP bằng phương pháp đồng tích hợp dữ liệu
bảng. Ngoài ra, còn có một số nhà khoa học khác cũng sử dụng phương pháp liên
kết với dữ liệu bảng phát triển bởi Levin và cộng sự (2002) và Im và cộng sự (2003)
trong kiểm định tính hợp lệ của PPP – như Phylaktis và Kassimatis (1994), Jorion
và Sweeney (1996), Frankel và Rose (1996), Wu (1996), Oh (1996), Papell (1997),
13

Maddala và Wu (1999), Luintel (2000), Wu và Wu (2001), Papell và Theodoridis
(2001), Holmes (2001), Pedroni (2004), Papell (2006), và Alba và Papell (2007).

b). Phương pháp kiểm định đồng tích hợp với dữ liệu dạng chuỗi thời gian
Kiểm định đồng tích hợp với dữ liệu chuỗi thời gian (sử dụng phương pháp
của Engle và Granger (1987) hoặc của Johansen (1988)), trong đó giả thiết H0 phát

biểu rằng độ lệch từ bất kì sự kết hợp tuyến tính nào trong giá cả và tỷ giá hối đoái
là thường xuyên xảy ra được sử dụng kiểm định PPP trong một số nghiên cứu, ví dụ
như Cheung và Lai (1993), Taylor (1988), Taylor và McMahon (1988), Mark
(1990), Kim (1990), Choudhry và cộng sự (1991), Bleaney (1992), Kugler và Lenz
(1993), Cheung và Lai (1995), Taylor và Sarno (1998), Ramirez và Khan (1999),
Taylor (2002), và Cerrato và Sarantis (2003).

c). Phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu dạng chuỗi thời gian
Phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị với dữ liệu theo chuỗi thời gian (với
kiểm định ADF và kiểm định Phillips Perron) trong đó giả thiết H0 phát biểu rằng
những sai lệch từ PPP là thường xuyên (do đó, PPP không được duy trì) – như
Adler và Lehmann (1983), Darby (1983), Hakkio (1984), MacDonald (1985),
Edison (1987), Meese and Rogoff (1988), Chinn (1998), Liew và cộng sự (2004),
Lopez, Murray và Papell (2004), Hyrina và Serletis (2008), Pesaran, Smith,
Yamagata, và Hvozdyk (2009), Kum (2012).

d). Phương pháp kiểm định với sự xuất hiện của các điểm đứt quãng cấu trúc
Một số nghiên cứu thực hiện kiểm định với sự xuất hiện của các điểm đứt
quãng cấu trúc (structure break) (Zumaquero (2002), Nusair (2004), Papell và
Prodan (2005), Caporale và Gil-Alana (2010)). Trong đó, điểm đứt quãng cấu trúc
là các sự kiện đột ngột xảy ra trong thời kì nghiên cứu. Cụ thể như nghiên cứu của
Nusair (2004) cho phép một điểm đứt quãng vào quý 3 năm 1997. Kum (2012)
kiểm định tính hợp lệ của PPP tại Thổ Nhĩ Kì với hai điểm đứt quãng cấu trúc là
14

vào khủng hoảng Châu Á (năm 1997) và khủng hoảng tài chính ở Thổ Nhĩ Kì (năm
1994 và 2000). Papell và Prodan (2005) kiểm định nghiệm đơn vị trong khi cho
phép điểm đứt quãng cấu trúc, và sử dụng nó để kiểm định khái niệm ngang giá sức
mua xu hướng.

e). Phương pháp phi tuyến
Bên cạnh đó, một số tác giả sử dụng phương pháp phi tuyến khi nghiên cứu
về ngang giá sức mua. Dumas (1992), Sercu và cộng sự (1995), hoặc Berka (2004)
ngụ ý về chuyển động phi tuyến đối với tỷ giá hối đoái thực xét trong sự hiện diện
của chi phí giao dịch. Zussman (2003) đã sử dụng mô hình tự hồi quy ngưỡng với
bảng dự liệu thế giới sau chiến tranh. Sekioas và Karanaos (2006) đã sử dụng
phương pháp khoảng tin cậy tiệm cận đối với xung động phản hồi của Gospodinov
(2004) và và dựa trên việc đảo ngược của hệ số hợp lý (likehood ratio - LR) đối với
giả thiết phát biểu về những giá trị phù hợp của xung động phản hồi và chu kì bán
rã. Kim và Moh (2009) sử dụng mô hình ESTAR (Exponential Smooth Transition
AutoRegression), BLSTAR (Band Logistic Smooth Transition Autoregression), và
BTAR (Band Threshold Autoregression). Kim và cộng sự (2011) sử dụng kiểm
định nghiệm đơn vị inf − t đề xuất bởi Park và Shintani (2005) với các mô hình
TAR (Threshold AutoRegression) và LSTAR (Logistic Smooth Transition
AutoRegression). Bec và Zeng (2012) ước lượng 4 mô hình phi tuyến SETAR,
ESTAR, MR-LSTAR (Multiple Regime Logistic Smooth Transition
AutoRegression) và ACR (Autoregressive Conditional Root). Gần đây, nghiên cứu
của Becmann (2013), Cuestar và Regis (2013) cũng sử phượng phương pháp tiếp
cận phi tuyến trong nghiên cứu về ngang giá sức mua của mình.

f). Phương pháp mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM)
Song song đó, mô hình hiệu chỉnh sai số (error correction model) được ứng
dụng trong một số nghiên cứu về ngang giá sức mua. Ví dụ như Cheung và Lai
(1993) sau khi thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị và đồng liên kết, đã sử dụng mô
15

hình hiệu chỉnh sai số ước lượng trên cơ sở giả định rằng lạm phát của Mỹ là biến
ngoại sinh liên quan đến việc lựa chọn các quốc gia Đông Nam Á mới nổi. Tang và
Butiong (1994) đã kiểm định tỷ giá hối đoái song phương của 11 quốc gia Châu Á
trong giai đoạn 1973 – 1990 bằng cách sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số. Ramirez

và Khan (1999) kiểm định giả thuyết PPP đối với 5 quốc gia công nghiệp. David
(1999) điều tra tính hợp lệ của giả thuyết PPP như điều kiện cân bằng trong dài hạn
đối với 13 nền kinh tế ở Châu Á Thái Bình Dương. Ngoài ra, một số nhà nghiên cứu
khác cũng sử dụng phương pháp này như Berben và Dijk (1999), Lo và Zivot
(2001), và Teräsvirta và Eliasson (2001) tập trung vào tính năng động trong ngắn
hạn phi tuyến xung quanh cân bằng dài hạn tuyến tính đối với những chuỗi thời
gian không dừng.

g). Các phương pháp kiểm định khác
Bên cạnh đó, các nhà nghiên cứu còn sử dụng các phương pháp khác như
kiểm định KPSS (Nusair (2004), Hyrina và Serletis (2008)); kiểm định kiểm định
DF-GLS (Lopez, Murray và Papell (2004), Hyrina và Serletis (2008), Kum (2012)),
Fully modified OLS và Dynamic OLS (Carlsson, Lyhansen và Österholm (2007));
kiểm định KSS (Pesaran, Smith, Yamagata, và Hvozdyk (2009), Zhou (2013)); cách
tiếp cận Bayes (Ming và Morley (2013)); kiểm định hạng phi tham số phát triển bởi
Breitung (2001) (Liew, Lee và Lim (2005); kiểm định Lagrange multiplier (LM)
(Kim và cộng sự (2009)).

è Việc kết hợp nhiều phương pháp trong một nghiên cứu kiểm định ngang
giá sức mua: Đa số các nghiên cứu không chỉ sử dụng một phương pháp riêng lẻ,
mà sẽ kết hợp nhiều phương pháp nêu trên khi thực hiện các kiểm định về tính hợp
lệ của PPP. Như Chinn (1998) kết hợp giữa kiểm định ADF, kiểm định Johansen,
và quy trình Horvath – Watson. Ramirez và Khan (1999) đã kết hợp kiểm định đồng
tích hợp và mô hình hiệu chỉnh sai số; Cerrato và Sarantis (2003). Lopez, Murray và
Papell (2004) kết hợp giữa kiểm định ADF và kiểm định DF-GLS. Carlsson,