Điểm gãy cấu trúc trong mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lãi suất thực tại việt nam giai đoạn 2002 2014

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH

PHẠM PHƯƠNG LOAN

ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC TRONG
MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ
LÃI SUẤT THỰC TẠI VIỆT NAM
GIAI ĐOẠN 2002-2014

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP Hồ Chí Minh, năm 2014


BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH

PHẠM PHƯƠNG LOAN

ĐIỂM GÃY CẤU TRÚC TRONG
MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ THỰC VÀ
LÃI SUẤT THỰC TẠI VIỆT NAM
GIAI ĐOẠN 2002-2014
Chuyên ngành: Tài Chính-Ngân Hàng
Mã số

: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

PGS.TS. NGUYỄN NGỌC ĐỊNH

TP Hồ Chí Minh, năm 2014


MỤC LỤC
TRANG PHỤ BÌA
LỜI CAM ĐOAN
MỤC LỤC
DANH MỤC BẢNG BIỂU
DANH MỤC HÌNH
TÓM TẮT
PHẦN 1. GIỚI THIỆU ............................................................................................... 1
PHẦN 2. TỔNG QUAN HỌC THUẬT ..................................................................... 4
2.1.Tổng quan lý thuyết............................................................................................. 4
2.2.Nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây ...................................................................... 6
2.2.1.Các bài nghiên cứu trƣớc điểm gãy cấu trúc: ................................................. 7
2.2.2.Các nghiên cứu bao gồm điểm gãy cấu trúc................................................. 11
2.2.3.Mô hình lý thuyết ........................................................................................ 14
CHƢƠNG 3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU ..................................................... 17
3.1. Kiểm tra thuộc tính của chuỗi dữ liệu ............................................................... 17
3.1.1. Kiểm định Dicky – Fuller mở rộng (ADF) ................................................. 17
3.1.2. Kiểm định Saikkonen và Lutkepohl (2002) (S&L) ..................................... 18
3.2. Kiểm định mối quan hệ dài hạn ........................................................................ 22
3.2.1. Kiểm định đồng liên kết Johansen (Johansen trace test) ............................. 22
3.2.2. Kiểm định đồng liên kết theo Saikkonen và Lutkepohl (2000) ................... 24
3.3. Phƣơng trình đồng liên kết ............................................................................... 26
3.4. Dữ liệu bài nghiên cứu ..................................................................................... 28
PHẦN 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Ở VIỆT NAM............................................... 31

4.1. Kiểm định tính dừng......................................................................................... 31
4.2. Kiểm định đồng liên kết ................................................................................... 38
4.3. Kết quả hồi quy phƣơng trình dài hạn ............................................................... 40
PHẦN 5. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU Ở CÁC NƢỚC KHÁC ............................. 47
5.1. Kiểm định tính dừng ...................................................................................... 47
5.2. Kiểm định tính đồng liên kết ............................................................................ 51
PHẦN 6. KẾT LUẬN ............................................................................................... 58
6.1. Tóm tắt kết quả nghiên cứu .............................................................................. 58
6.2. Hạn chế của nghiên cứu ................................................................................... 59


DANH MỤC BẢNG BIỂU
Bảng 3.1. Dạng và nguồn dữ liệu
Bảng 3.2. Cách thức xây dựng biến
Bảng 4.1. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF
Bảng 4.2.a. Tổng hợp các điểm gãy, giá trị t-statistic và độ trễ của Việt Nam
Bảng 4.2.b. Tổng hợp các điểm gãy, giá trị t-statistic và độ trễ của Mỹ
Bảng 4.3. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo S&L
Bảng 4.4. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo Johansen Trace test
Bảng 4.5. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo S&L test
Bảng 4.6. Phƣơng trình đồng liên kết giữa Lãi suất thực, tỷ giá của Việt Nam và Mỹ
Bảng 4.7. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo Johansen Trace test
Bảng 4.8. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo S&L test
Bảng 4.9. Phƣơng trình đồng liên kết giữa Lãi suất thực, tỷ giá của Việt Nam và Mỹ
Bảng 5.1. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo ADF
Bảng 5.2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị theo S&L
Bảng 5.3. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo Johansen Trace test
Bảng 5.4. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo S&L test
Bảng 5.5. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo Johansen Trace test

Bảng 5.6. Kết quả kiểm định đồng liên kết theo S&L test


DANH MỤC HÌNH
Hình 1.1. Mô tả tỷ giá hối đoái thực theo tỷ trọng thƣơng mại của Đô la Mỹ và các
quốc già G-10 và chênh lệch lãi suất thực dự báo (ex ante).
Hình 3.1.a Tƣơng quan giữa tỷ giá thực của Việt Nam và chênh lệch lãi suất thực dài
hạn trong nƣớc và Mỹ
Hình 3.1.b Tƣơng quan giữa tỷ giá thực của Việt Nam và chênh lệch lãi suất thực ngắn
hạn trong nƣớc và Mỹ
Hình 4.1. Tỷ giá hối đoái thực giai đoạn từ 4/2002 đến 4/2014
Hình 4.2. Lãi suất dài hạn của Việt Nam giai đoạn 4/2002 đến 4/2014


TÓM TẮT

Bài nghiên cứu này đã kiểm tra thực nghiệm mối liên hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch
lãi suất thực khi sử dụng các phƣơng pháp kinh tế học gần đây với việc xem xét vai trò
của điểm gãy cấu trúc trong mô hình hồi quy. Nhìn chung, bài nghiên cứu đã cho thấy
bằng chứng thực nghiệm trong dài hạn giữa hai biên này. Cụ thể hơn, bài nghiên cứu
tập trung vào mối quan hệ Mỹ và Việt Nam trƣớc và đã thấy bằng chứng về mối quan
hệ đồng liên kết trong dài hạn bằng cách sử dụng phƣơng pháp truyền thống và cả khi
tiếp cận điểm gãy cấu trúc đƣợc xác định bằng nội sinh từ mô hình. Tuy nhiên, chúng
ta tìm thấy bằng chứng mạnh cho thấy sự chênh lệch lãi suất thực ngắn hạn là một
nhân tố quan trọng của tỷ giá hối đoái thực trong khi các phƣơng pháp truyền thống bị
thất bại. Thứ hai, để kiểm tra sự liên quan của điểm gãy cấu trúc trong một khuôn khổ
rộng với nhiều quốc gia, bài nghiên thực hiện phân tích nhiều nƣớc. Kết quả cho thấy
tồn tại mối quan hệ đồng liên kết với các quốc gia ngay cả khi không xét đến điểm gãy
cấu trúc, điều đó cho thấy sự hiện diện của điểm gãy cấu trúc không phải là phổ biến
qua nhiều quốc gia mà chỉ mang tính cá thể.

Từ khóa: Tỷ giá hối đoái thực, chênh lệch lãi suất thực, không dừng, điểm gãy cấu
trúc đƣợc xác định nội sinh.


1

PHẦN 1. GIỚI THIỆU
Có nhiều mô hình xác định tỷ giá hối đoái đƣợc biết đến rộng rãiđã nhấn mạnh vai trò
của chênh lệch lãi suất thực nhƣ một yếu tố quyết định chính của tỷ giá thực. Những lý
thuyết này kết hợp mối liên hệ giữa ngang giá lãi suất không phòng ngừa UIP với giả
định rằng tỷ giá thực lệch khỏi mức cân bằng trong dài hạn của nó chỉ là tạm thời.
Tuy nhiên, một thực tế là các nghiên cứu trƣớc đây đã thất bại trong việc phát hiện ra
một mối liên hệ có ý nghĩa thống kê giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực. Đặc
biệt là các nghiên cứu của Campbell và Clarida (1987) và Meese và Rogoff (1988).
Các tác giả này đã sử dụng phƣơng pháp kinh tế lƣợng rất khác nhau nhƣng cả hai đều
bác bỏ giả thiết rằng có một liên kết có ý nghĩa thống kê giữa tỷ giá hối đoái thực và
chênh lệch lãi suất thực.
Marianne Baxter (1994) trong bài viết “Real exchange rates and real interest
differentials: Have we missed the business-cycle relationship?” trình bày một đồ thị
minh họa và nhận xét rằng “Rất khó để nhìn vào hình 1.1. và không tin rằng có một số
mối quan hệ tồn tại giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh lệch lãi suất thực”, điều này vẫn
thúc đẩy các nghiên cứu trong việc khắc phục các nhƣợc điểm của các bài nghiên cứu
trƣớc đó khi xem xét tới vai trò của các điểm gãy cấu trúc dựa trên gợi ý của Perron
(1989).
Hình 1.1. Mô tả tỷ giá hối đoái thực theo tỷ trọng thƣơng mại của Dollar và các quốc già
G-10 và thƣớc đo tƣơng ứng dài hạn, chênh lệch lãi suất thực dự báo (ex ante).


2

Trích nguồn: Hali J.Edison và B.Dianme Pauls (1991)

Perron (1989), trong nghiên cứu của mình, ông đã đề cập đến khía cạnh phƣơng pháp
kinh tế lƣợng trong quá trình nghiên cứu. Việc xây dựng mô hình không phù hợp và
đặc biệt là sự xuất hiện của những cú sốc bất thƣờng trong nền kinh tế có thể tác động
và làm sai lệch các kết quả thống kê. Có nhiều bài nghiên cứu về các kiểm định
nghiệm đơn vị, đồng liên kết khi có sự xuất hiện của điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ
liệu. Điển hình nhƣ nghiên cứu của Saikkonen và Lutkepohl (2002) và Lutkepohl,
Muller & Saikkonen (2002). Việc xem xét vai trò của các điểm gãy cấu trúc trong hồi
quy có thể đem lại kết quả khả quan hơn khi khắc phục các sai lệch do chúng mang lại
với các kiểm định.
-

Lý do lựa chọn đề tài:

Mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực tuy không phải là một vấn đề
mới, nhƣng mối quan hệ này vẫn là mối quan tâm của các nhà nghiên cứu trong việc
xác định tỷ giá. Các nghiên cứu trƣớc đây tập trung vào các đồng tiền của các quốc gia
phát triển, các bằng chứng thực nghiệm tại các nƣớc đang phát triển nhƣ Việt Nam vẫn
còn hạn chế; Do đó, bài nghiên cứu lựa chọn đề tài này nhằm xác định mối quan hệ
giữa hai đại lƣợng này để có thể đƣa ra nhận định cho thị trƣờng Việt Nam.


3

-

Mục tiêu và câu hỏi nghiên cứu:

Bài nghiên cứu nhằm mục đích tìm bằng chứng về mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa

tỷ giá và lãi suất tại Việt Nam và các quốc gia khác trong mối quan hệ với đồng đô la
Mỹ thông qua việc áp dụng mô hình có xem xét đến hiện tƣợng điểm gãy cấu trúc
đƣợc xây dựng bởi Saikkonen và Lutkepohl (2000, 2002).
Câu hỏi nghiên cứu đặt ra là:
Có một mối quan hệ mang tính hệ thống giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực
không? Và, Đại diện thực nghiệm nào của mối quan hệ đƣợc hỗ trợ bởi dữ liệu?

-

Đối tƣợng và phạm vi nghiên cứu:

Bài viết nghiên cứu mối quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực trên dữ
liệu của 12 quốc gia, bao gồm Việt Nam và 11 nƣớc khác trong mối tƣơng quan với
Mỹ với khoảng thời gian nghiên cứu là từ 04/2002 đến 04/2014.

-

Bố cục bài nghiên cứu

Bài nghiên cứu đƣợc chia theo bố cục gồm năm phần, phần hai sẽ trình bày tổng quan
học thuật bao gồm tổng quan lý thuyết và các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây đồng
thời trình bày mô hình lý thuyết đƣợc sử dụng trong bài nghiên cứu. Phần ba sẽ trình
bày phƣơng pháp nghiên cứu, trong đó bao gồm phƣơng pháp xác định điểm gãy trong
dữ liệu nghiên cứu, kiểm định tính dừng và kiểm định đồng liên kết và dữ liệu sử dụng
trong bài nghiên cứu cũng nhƣ cách xác định các biến này.Phần bốn sẽ trình bày các
kết quả nghiên cứu ở Việt Nam và phần năm trình bày và thảo luận kết quả nghiên cứu
cho 11 quốc gia khác trong mẫu nghiên cứu từ giai đoạn tháng 4/2002 đến tháng
4/2014.

4

PHẦN 2. TỔNG QUAN HỌC THUẬT
2.1.

Tổng quan lý thuyết

Xuất phát từ các lý thuyết về xác định tỷ giá danh nghĩa, các lý thuyết này lập luận về
mối quan hệ tỷ giá danh nghĩa và lãi suất danh nghĩa. Đầu tiên là mô hình “Flexibleprice monetary” của Frenkel-Bilson năm 1976, hay còn đƣợc gọi là học thuyết
“Chicago” với giả định là giá cả linh động hoàn toàn (flexible-prices). Nhƣ một hệ quả
từ giả định giá cả linh động hoàn toàn, sự thay đổi trong lãi suất danh nghĩa phản ánh
sự thay đổi trong lạm phát kỳ vọng. Khi lãi suất trong nƣớc tăng lên một cách tƣơng
đối so với lãi suất ở nƣớc ngoài, đó là bởi vì đồng tiền trong nƣớc đƣợc kỳ vọng mất
giá do lạm phát và phần chiết khấu. Cầu tiền của nội tệ giảm tƣơng đối so với ngoại tệ,
là nguyên nhân chiết khấu ngay lập tức, tức là có một sự gia tăngtrong tỷ giá nếu đƣợc
định nghĩa tỷ giá là giá của đồng ngoại tệ theo nội tệ. Vì vậy, ta kỳ vọng một mối
tƣơng quan dƣơng giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất danh nghĩa.
Thứ hai là mô hình “Sticky-price monetary” của Dornbusch-Frankel năm 1996, đƣợc
gọi là học thuyết “Keynesian” vì học thuyết này giả định rằng giá cả là “cứng nhắc”, ít
nhất là trong ngắn hạn. Và do đó, một hệ quả từ giả định này là thay đổi trong lãi suất
danh nghĩa phản ánh sự thay đổi sự thắt chặt chính sách tiền tệ. Khi lãi suất trong nƣớc
tăng tƣơng đối so với lãi suất của nƣớc ngoài, đó là bởi vì có sự thắt chặt trong cung
tiền trong nƣớc so với cầu tiền nội tệ và nằm ngoài việc phản ánh sự sụt giảm trong giá
cả. Một mức lãi suất cao hơn ở trong nƣớc so với nƣớc ngoài sẽ thu hút một dòng vốn
vào, đó là nguyên nhân làm cho nội tệ tăng giá tƣơng đối ngay lập tức. Vì vậy, ta lại kỳ
vọng một mối quan hệ tỷ lệ nghịch giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất danh nghĩa.
Cũng theo Marianne Baxter (1994), hai trƣờng phái tƣ tƣởng Frenkel-Bilson hay mô
hình “Flexible-price monetary” và Dornbusch-Frankel hay mô hình “sticky-price
monetary” thống nhất với hai điểm quan trọng:

5

Thứ nhất, cách tiếp cận “Thị trƣờng tài sản " (“Asset markets”) là cách đúng đắn khi
xác định về tỷ giá hối đoái và, thứ hai, yếu tố tiền tệ rất có thể là yếu tố quan trọng nhất
để xác định biến động của tỷ giá trong ngắn hạn, nhƣng các nhân tố thực (real factors)
trở nên quan trọng hơn trong tiến trình điều chỉnh về sau của tỷ giá thực.
Cả hai học thuyết này bắt đầu với giả định lý thuyết UIP tồn tại:
∗
(1) 𝐸𝑡 (𝑠𝑡+𝑘 − 𝑠𝑡 ) = −(𝑅𝑡,𝑘 − 𝑅𝑡,𝑘
)

Trong đó,
∗
𝑅𝑡,𝑘 , 𝑅𝑡,𝑘
là giá trị danh nghĩa của lợi tức từ thời điểm t đến khi đáo hạn trên trái phiếu

k thời kỳ định danh bằng đồng tiền trong và ngoài nƣớc.
𝑠𝑡 là logarit của tỷ giá hối đoái, đƣợc định nghĩa là số lƣợng ngoại tệ trên đơn vị nội tệ,
và
𝐸 𝑠𝑡,𝑘 − 𝑠𝑡 là kỳ vọng thay đổi của logarit của tỷ giá giữa thời kỳ t và t+k
Gỉa định nền tảng thứ hai của cả hai lý thuyết là ngang giá sức mua tồn tại (PPP) nếu
giá cả là “Fully flexible” thì:
∗
(2) 𝐸(𝑠𝑡+𝑘 + 𝑝𝑡+𝑘 − 𝑝𝑡+𝑘
) = 𝑠𝑡 + 𝑝𝑡 − 𝑝𝑡∗

Nếu giá cả là không linh động hoàn toàn, theo lý thuyết của Dornbusch, có thể có sự
lệch tạm thời trong PPP, nhƣng mối liên hệ này vẫn đƣợc giả định là tồn tại trong dài
hạn khi mà mức giá cả điều chỉnh hoàn toàn.

Ta có Logarit của tỷ giá thực là: 𝑞𝑡 ≡ 𝑠𝑡 + 𝑝𝑡 − 𝑝𝑡∗
Ký hiệu q t là log của tỷ giá thực với giả định là giá cả là “fully flexible”; khi đó ta có:
𝐸 q t+k = q t


6

Vì hàm ý của ex ante PPP là q t hoặc là cố định hoặc theo bƣớc các bƣớc ngẫu nhiên.
Trong lý thuyết “sticky-price”, giá trị thực tế của tỷ giá thực, q t , đƣợc giả định là:
(3) 𝐸 𝑞𝑡+𝑘 − q t+k = θk 𝑞𝑡 − 𝑞t , 0 < 𝜃 < 1
Trong đó 𝜃 là một tham số tốc độ điều chỉnh, phụ thuộc vào tất cả các tham số của mô
hình.
Kết hơp phƣơng trình (1)-(3) và:
𝑟𝑡,𝑘 ≡ 𝑅𝑡,𝑘 − 𝐸𝑝𝑡+𝑘 − 𝑝𝑡
Đƣợc xem nhƣ là lãi suất thực dự báo (ex ante real interest rate) của trái phiếu nội địa,
∗
định nghĩa tƣơng tự cho 𝑟𝑡,𝑘
; ta có:
∗
(4) 𝑞𝑡 = 𝑞𝑡 + α(𝑟𝑡,𝑘 − 𝑟𝑡,𝑘
)

Với 𝛼 =

1
1−𝜃 𝑘

>1

Công thức (4) thể hiện mối liên hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất.Mối liên hệ

này dựa trên ba lý thuyết: UIP, Ex-ante PPP và Bƣớc đi ngẫu nhiên của tỷ giá thực.
2.2.

Nghiên cứu thực nghiệm trƣớc đây

Các nghiên cứu trƣớc đây đƣợc chia ra thành hai nhóm. Nhóm thứ nhất là các nghiên
cứu trƣớc khi xét điểm gãy trong mối quan hệ của tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất
thực. Nhóm thứ hai là các nghiên cứu đã quan tâm tới vai trò của điểm gãy trong mối
quan hệ này. Cụ thể, bài nghiên cứu xem xét nhóm một bao gồm các nghiên cứu của
Meese và Rogoff (1988), Campbell-Clarida (1987) và Hali J.Edison và B.Dianme
Pauls (1993). Các bài nghiên cứu này áp dụng các phƣơng pháp khác nhau cũng nhƣ
xử lý dữ liệu khác nhau để khắc phục những hạn chế của các nghiên cứu khác nhằm


7

tìm ra bằng chứng về một mối liên hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất
thực cả dài hạn và ngắn hạn.
Nhóm thứ hai bao gồm các nghiên cứu của Nghiên cứu của Edison và Melick (1999)
và Nghiên cứu của Joseph P. Byrne và Jun Nagayasu (2010). Hai bài nghiên cứu này
cùng xem xét vai trò của điểm gãy cấu trúc trong việc khắc phục sai lệch trong kết quả
hồi quy do các cú sốc từ điểm gãy cấu trúc tồn tại trong chuỗi dữ liệu gây ra. Tuy nhiên
các bài nghiên cứu này sử dụng hai phƣơng pháp rất khác nhau. Phần này sẽ phân tích
rõ hơn cách thức nghiên cứu của các tác giả và đƣa ra phƣơng pháp áp dụng trong bài
nghiên cứu này.

2.2.1. Các bài nghiên cứu trước điểm gãy cấu trúc:
Nghiên cứu của Campbell và Clarida (1987), đã kiểm tra mối liên hệ giữa tỷ giá thực
và lãi suất thực. Các tác giả trả lời câu hỏi rằng bao nhiêu phần trong thay đổi của tỷ
giá thực có thể đƣợc truyền tải qua chênh lệch lãi suất thực nhƣ dự báo của lý thuyết

“Sticky price” và bao nhiêu phần là do các chuyển đổi (shifts) của tỷ giá thực cân bằng
dài hạn. Trong bài nghiên cứu này, các tác giả đã thảo luận các phƣơng pháp truyền
thống đƣợc thực hiện bởi Frankel (1985), Shafer và Loopesko (1983) và Sachs (1985)
để xác định biến động trong tỷ giá hối đoái cân bằng dài hạn. Quan điểm truyền thống
cho rằng những kỳ vọng về lý thuyết về “Term-structure holds”, và phần bù rủi ro tiền
tệ giữa các quốc gia bằng không. Những giả định này có nghĩa là sự khác biệt giữa
logarit của tỷ giá thực và giá trị kỳ vọng dài hạn của nó là tỷ lệ với chênh lệch lãi suất
thực dài hạn dự báo. Đây là một biến không quan sát đƣợc và phải đƣợc xây dựng bằng
chênh lệch lãi suất danh nghĩa dài hạn và đại diện cho chênh lệch lạm phát thực dài hạn
kỳ vọng.
Các tác giả đã phát triển một khuôn mẫu kinh tế học mà có thể đƣợc sử dụng để ƣớc
lƣợng tác động của chênh lệch lãi suất thực ngắn hạn dự báo và mức độ thay đổi của tỷ


8

giá thực phản ánh những sự chuyển dịch (shift) trong tỷ giá thực cân bằng dài hạn kỳ
vọng. Khuôn mẫu này cũng cung cấp một phƣơng trình mối tƣơng quan giữa những
biến động trong lãi suất thực dự báo và tỷ giá thực dài hạn kỳ vọng và bao gồm cả
phần bù rủi ro biến đổi thời gian. UIP đƣợc giả định là tồn tại hoàn toàn; hoặc nếu
không, “Phần bù rủi ro” đƣợc giả định là tỷ lệ thuận với chênh lệch lãi suất thực.
Tác giả đã giả định chênh lệch lãi suất thực ngắn hạn dự báo là AR(1). Điều này cho
thấy rằng chênh lệch giữa logarit của tỷ giả giá thực hiện tại và giá trị dài hạn kỳ vọng
là tỷ lệ với chênh lệch lãi suất thực ngắn hạn dự báo. Tác giả cũng giả định rằng tỷ giá
thực dài hạn tuân theo một bƣớc đi ngẫu nhiên.
Với các giả định trên, các tác giả đã ƣớc lƣợng một mô hình “State-space” bao gồm hai
biến có thể quan sát đƣợc là logarit của tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực ngắn hạn
dự báo. Campbell và Clarida sử dụng kỹ thuật lọc của Kalman để tính toán mô hình
của họ dƣới các giả định, cùng với các giả định thêm để xác định liên quan đến quá
trình ngẫu nhiên của các thành phần không quan sát đƣợc.

Với phƣơng pháp của mình, các tác giả đã cho thấy ba điểm nổi bật. Đầu tiên, sự biến
động của những thay đổi trong tỷ giá thực cao gấp khoảng mƣời lần so với sự biến
động của chênh lệch lãi suất thực.
Thứ hai, họ tìm thấy rằng hầu hết các thay đổi trong tỷ giá hối đoái thực là do những
thay đổi trong thành phần xu hƣớng (tức là tỷ giá thực dài hạn).
Thứ ba, họ tìm thấy là rất ít thay đổi trong tỷ giá hối đoái thực là do thay đổi trong
chênh lệch lãi suất thực.
Kế đến phải kể đến nghiên cứu của Meese và Rogoff (1988), các tác giả tập trung vào
mối quan hệ dài hạn bằng kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết giữa hai biến tỷ giá hối
đoái thực và chênh lệch lãi suất thực. Cụ thể, tác giả hồi quy sai phân bậc một của
Logarit tỷ giá thực với biến giả mùa vụ và chênh lệch lãi suất thực dài hạn thực tế (ex


9

port), sử dụng dữ liệu theo tháng từ năm 1973 và một biến công cụ GMM.1 Họ cân
nhắc hồi quy có và không có 𝑞𝑡 ; khi có 𝑞𝑡 ; 𝑞𝑡 đƣợc đại diện bởi cán cân thƣơng mại
tích lũy (Cumulated trade balances), theo gợi ý của Hooper và Morton (1982).
Những phát hiện chính của Meese và Rogoff là:
Giá trị ƣớc lƣợng của 𝛼 (hệ số của biến chênh lệch lãi suất thực) là dƣơng cho ba cặp
tiền tệ (dollar/mark, dollar/yen, và dollar/pound). Tuy nhiên, không có giá trị nào của 𝛼
là lớn hơn một với giá trị tuyệt đối nhƣ dự báo của lý thuyết. Sai số chuẩn của các ƣớc
lƣợng là rất lớn, thực tế, những thử nghiệm truyền thống không thể bác bỏ trong nhiều
trƣờng hợp giả thuyết rằng 𝛼 = 0. Cuối cùng, Meese và Rogoff kiểm định với các
điểm gãy cấu trúc trong mối liên hệ tại thời điểm cuộc bầu cử Reagan (tháng11/1980)
và bác bỏ mạnh mẽ giả định H0: không có điểm gãy cấu trúc. Các tác giả tiến hành
kiểm định đồng liên kết của tỷ gía thực và chênh lệch lãi suất thực dài hạn. Họ trình
bày bằng chứng thống kê rằng chênh lệch lãi suất thực dài hạn là không dừng
(nonstationary), điều này mở ra khả năng tồn tại mối liên hệ đồng liên kết với tỷ giá
thực. Tuy nhiên, không một bằng chứng nào đƣợc đƣa ra để cho thấy tồn tại mối liên

hệ này. Các tác giả đã không thể bác bỏ giả thuyết H0 rằng không có mối liên hệ đồng
liên kết giữa các biến khi sử dụng phƣơng trình đơn Engle-Granger kiểm tra hiện tƣợng
đồng liên kết.
Theo ghi nhận của Mishkin (1987), sự kết hợp các kết quả Meese-Rogoff và các
nghiên cứu của Campbell-Clarida, cần có sự cân nhắc về tính đầy đủ của các lý thuyết
“Stricky prices” trong việc giải thích một liên kết giữa tỷ giá hối đoái thực và chênh
lệch lãi suất thực. Trong thực tế, các tác giả này kết luận rằng không có liên hệ có ý

Meese và Rogoff lƣu ý (1988, fn.4,trang 937) là đại diện lạm phát không phù hợp cho lãi suất dài hạn
mà họ sử dụng để xây dựng “ex post real rates”. Tuy nhiên, họ cho rằng đây là kết quả tốt nhất cho lãi
suất dài hạn.
1


10

nghĩa thống kê giữa các biến này. Tuy nhiên, một vài nguyên nhân đƣợc đƣa ra là do
dữ liệu hoặc phƣơng pháp của các tác giả có thể gây ra kết quả này.
Tƣơng tự nhƣ Meese và Rogoff, năm 1993, Edison và Pauls cũng thực hiện phƣơng
pháp tƣơng tự và cũng đƣa ra kết quả tƣơng tự. Cụ thể, tác giả đã không thể đƣa ra
đƣợc bằng chứng mạnh nào về mối liên hệ thống kê giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi
suất thực, và cũng kiểm định và bác bỏ mối liên hệ đồng liên kết giữa các biến này.
Các tác giả này cũng đi nghiên cứu câu hỏi có hay không một mối liên hệ mang tính hệ
thống và có đƣợc hỗ trợ bởi dữ liệu hay không.
Nỗ lực của các tác giả để tìm mối quan hệ thực nghiệm trong điều kiện: thời kỳ đƣợc
lựa chọn để nghiên cứu, lựa chọn lãi suất, lựa chọn cách đo lƣờng lạm phát kỳ vọng và
lựa chọn tỷ giá. Tác giả cho rằng một vài sự khác biệt trong kết quả của các nghiên cứu
trƣớc đó có thể do việc lựa chọn dữ liệu gây ra.
Tác giả đã sử dụng dữ liệu theo quý từ 1974 đến 1990. Tỷ giá là tỷ giá với tỷ trọng
thƣơng mại của đồng đô la Mỹ so với G-10 quốc gia khác, ngoài ra tác giả xem xét các

cặp tỷ giá Yên Nhật, Mark Đức, Bảng Anh and đô la Canada so với đô la Mỹ. Lãi suất
danh nghĩa là lãi suất đến khi đáo hạn của trái phiếu chính phủ của Mỹ và lãi suất danh
nghĩa của 10 nƣớc là từ các trái phiếu chính phủ dẫn đầu thị trƣờng. Chỉ số giá đƣợc
đại diện bởi chỉ số CPI.
Tác giả sử dụng ba cách đo lƣờng lạm phát mục tiêu. (i) Trung bình trƣợt hai phía 12
quý (12-quarter centered moving average) của tỷ lệ lạm phát tính theo CPI, (ii) Thay
đổi hằng quý và mỗi 4 quý của chỉ số CPI.
Các tác giả tập trung vào mối quan hệ trong dài hạn giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi
suất thực. Bắt đầu với kiểm tra thuộc tính chuỗi thời gian của dữ liệu, các tác giả sử
dụng kiểm định nghiệm đơn vị trƣớc khi kiểm định mối liên hệ đồng liên kết.
Với mỗi chuỗi thời gian bất kỳ (xt),


11

𝑥𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1 𝑡 + 𝛽2 𝑥𝑡−1 + 𝑢𝑡
Hai giả định đƣợc kiểm tra:
-

Kiểm đinh 𝐻0 : 𝛽2 = 1, dựa trên thống kê t

-

Kiểm đinh 𝐻0 : (𝛽0 , 𝛽1 , 𝛽2 ) = (𝛽0 , 0,1) dựa trên thống kê F.

Các thống kê này kiểm định có nghiệm đơn vị hay không và thành phần xu hƣớng là
quan trọng hay không. Tác giả sử dụng ba kiểm định thống kê: Standard Dickey-Fuller,
Augment Dickey-Fuller và Phillips test.
Kết quả cho thấy, với rất ít các trƣờng hợp ngoại lệ, các tác giả tiến hành dƣới giả định
rằng các chuỗi thời gian của kiểm định đồng liên kết cơ bản là chuỗi dừng ở bậc một

(I(1)), đây là điều kiện cần thiết cho những chuỗi thời gian này có đồng liên kết.
Các tác giả tiến hành kiểm định đồng liên kết dựa trên kiểm định của Engle và Granger
(1987) và Engle và Yoo (1987), tuy nhiên kết quả không hỗ trợ cho mối quan hệ giữa
tỷ giá thực và lãi suát thực. Các tác giả kiểm tra khả năng này cho một số phƣơng pháp
hồi quy đồng liên kết khác nhau cho các cặp tỷ giá song phƣơng khác nhau và nhận
thấy rằng thống kê Dickey-Fuller thay đổi theo thời gian, nhƣng kết luận rút ra từ số
liệu thống kê vẫn không thay đổi: các tác giả không thể bác bỏ giả thiết không đồng
liên kết.
Tóm lại, các bài kiểm tra tính đồng liên kết không tìm thấy bất kỳ bằng chứng thuyết
phục nào liên kết tỷ giá hối đoái thực và các thành tố của chênh lệch lãi suất thực. Điều
này có thể là do thiếu sót của một yếu tố quan trọng hoặc, một lý giải khác là do các
phƣơng pháp kiểm định của tác giả.
2.2.2. Các nghiên cứu bao gồm điểm gãy cấu trúc
Trong nghiên cứu của mình, Edison và Melick (1999) đã áp dụng ba phƣơng pháp tiếp
cận khác nhau cho tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng của đồng Mark Đức, Yên Nhật, đô la


12

Canada so với đồng đô la Mỹ và tỷ giá bình quân có trọng số của Mỹ với các quốc gia
trong nhóm G-10 từ năm 1974 đến 1997.
Phƣơng pháp thứ nhất vận dụng các mô hình trƣớc đây của Meese và Rogoff (1988)
với giả định biến tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng trong mô hình là một hằng số. Phƣơng
pháp thứ hai thể hiện biến tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng là một hàm số của một vài biến
khác. Cách làm này đƣợc đề xuất bởi Hooper và Morton (1982) khi hai ông sử dụng
biến tài khoản vãng lai tích lũy đƣa thêm vào mô hình. Phƣơng pháp thứ ba xử lý biến
tỷ giá hối đoái thực kỳ vọng bằng cách sử dụng giá trị thực tế (ex-post) và dự báo sai
số. Điểm đáng lƣu ý trong bài nghiên cứu này đó là Edison và Melick đã đặt vấn đề
liên quan đến khả năng xảy ra điểm gãy cấu trúc trong chuỗi dữ liệu lãi suất của Mỹ
trong giai đoạn lãi suất có những biến động lớn từ quý 4/1979 đến quý 4/1982 và giải

quyết bằng cách sử dụng biến giả. Các tác giả nghiên cứu các cặp tỷ giá Canada-đô la
Mỹ, Mark Đức-Đô la Mỹ và Yên Nhật- Đô la Mỹ và tỷ giá với tỷ trọng thƣơng mại của
Mỹ với G-10 các quốc gia khác. Các tác giả này sử dụng lãi suất liên ba tháng liên
ngân hàng đối với lãi suất nƣớc ngoài và lãi suất tín phiếu chính phủ ba tháng đối với
Mỹ. Đối với lãi suất dài hạn, lãi suất danh nghĩa là lợi suất của trái phiếu chính phủ
mƣời năm đối với lãi suất nƣớc ngoài và lợi suất trên trái phiếu kho bạc kỳ hạn cố định
mƣời năm của Mỹ. Chỉ số CPI đƣợc dùng để tính toán tỷ giá thực và đo lƣờng lạm
phát. Thay đổi trong bốn quý trƣớc đƣợc cùng để đo lƣờng lãi suất thực ngắn hạn trong
khi trung bình trƣợt trung tâm của 12 quý của tỷ lệ lạm phát đƣợc dùng để tính toán lãi
suất thực dài hạn.
Để kiểm định mối liên hệ đồng liên kết, tác giả sử dụng phƣơng pháp của Johansen
(1991) và thêm vào một biến giả để đại diện cho điểm gãy cấu trúc và giả định là hệ số
chặn đƣợc bao gồm trong vector đồng liên kết.
Tuy nhiên, Lütkepohl (2004) cho rằng kết quả của Edison và Melick tìm đƣợc là không
đáng tin cậy bởi kiểm định Johansen Trace test đòi hỏi phải điều chỉnh giá trị tới hạn


13

khi xem xét đến sự hiện diện của điểm vỡ cấu trúc mặc dù với nhiều hƣớng tiếp cận
nhƣ trên, Edison và Melick đã tìm đƣợc một số bằng chứng cho thấy mối quan hệ giữa
tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực.
Nghiên cứu của Joseph P. Byrne và Jun Nagayasu (2010)đã tiến hành xem xét mối
quan hệ giữa tỷ giá thực và chênh lệch lãi suất thực của Mỹ và Anh trong khoảng thời
gian từ năm 1973 đến 2005. Sử dụng mô hình lý thuyết của Meese và Rogoff (1988)
làm nền tảng, Byrne và Nagayasu đặc biệt quan tâm xem xét đến vai trò của điểm gãy
cấu trúc trong qúa trình nghiên cứu về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và lãi suất
thực. Dựa trên bài nghiên cứu của Perron (1989) về điểm gãy cấu trúc và tác động làm
sai lệch các kiểm định, do đó hai học giả này nhấn mạnh vấn đề về sự xuất hiện của
điểm gãy cấu trúc có thể gây lệch lạc cho các kết qủa kinh tế lƣợng. Để giải quyết vấn

đề này, Byrne và Nagayasu đã đề xuất sử dụng các kiểm định và phƣơng pháp phân
tích của Saikkonen và Lutkepohl (2000, 2002).
Trong khoảng đầu năm 2000, Saikkonen và Lutkepohl có nhiều bài nghiên cứu về
phƣơng pháp xử lý điểm gãy cấu trúc trong dữ liệu chuỗi thời gian khi thực hiện các
kiểm định nghiệm đơn vị, kiểm định đồng liên kết.
Cụ thể hơn, hai tác giả đã thực hiện các kiểm định với một số kiểm định phổ biến nhƣ
kiểm định nghiệm đơn vị ADF, kiểm định đồng liên kết Johansen…bên cạnh kiểm
định S&L (2000,2002) Byrne và Nagayasu đƣa ra nhận định rằng các kỹ thuật và kiểm
định của Saikkonen và Lutkepohl mạnh và bền vững hơn khi có xem xét đến điểm gãy
cấu trúc và cho ra kết quả khả quan hơn về mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá thực và
chênh lệch lãi suất thực so với các kiểm định cũ. Nhìn chung, với kiểm định S&L, hai
học giả này đã tìm thấy bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa tỷ giá thực và
chênh lệch lãi suất thực trong trƣờng hợp của Mỹ và Anh từ năm 1973 đến 2005.
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 đƣợc chứng minh


14

là không dừng theo kiểm định ADF và S&L, hiện tƣợng đồng liên kết sẽ đƣợc kiểm tra
bằng các kiểm định đồng liên kết của Johansen và S&L. Nếu nhƣ giữa các biến tồn tại
ít nhất một vector đồng liên kết thì Mô hình vector hiệu chỉnh sai số (VECM) sẽ đƣợc
sử dụng để ƣớc lƣợng mối tƣơng quan dài hạn này. Điểm đáng chú ý là vai trò của
điểm gãy cấu trúc đều đƣợc xét đến trong các bƣớc kiểm định.
Joseph P. Byrne và Jun Nagayasu đã thu đƣợc bằng chứng phù hợp và chắc chắn hơn.
Cụ thể, trong số mƣời ba quốc gia đƣợc nghiên cứu, trong mối tƣơng quan với Mỹ, có
đến mƣời một quốc gia cho thấy có bằng chứng khá chắc chắn về sự tồn tại của vector
đồng liên kết giữa tỷ giá thực và lãi suất thực.
Tuy nhiên tầm quan trọng của điểm gãy cấu trúc là khác nhau giữa các quốc gia. Mặc
dù chƣa xét đến điểm gãy cấu trúc, có đến chín trong số mƣời một quốc gia nói trên

cho thấy sự tồn tại của mối tƣơng quan tỷ giá thực – lãi suất thực. Chỉ có hai trƣờng
hợp đặc biệt là Anh và Thụy Sỹ là các tác giả phải xét đến điểm gãy cấu trúc. Nhƣ vậy
có thể thấy vai trò của điểm gãy cấu trúc là cá biệt với từng quốc gia cụ thể, chứ không
phổ biến trên phạm vi rộng và có vẻ vai trò của các điểm gãy là chƣa rõ ràng.
Tóm lại, các bài nghiên cứu quan tâm đến điểm gãy cấu trúc khi xét mối liên hệ giữa tỷ
giá hối đoái thực và lãi suất thực đã mở ra một hƣớng khắc phục các sai lệch trong kết
quả hồi quy do tồn tại các điểm gãy này trong chuỗi dữ liệu và đã cho thấy các kết quả
thực nghiệm có ý nghĩa thống kê rõ ràng hơn về mối quan hệ đồng liên kết của tỷ giá
hối đoái thực và lãi suất thực. Bài nghiên cứu cũng đƣa điểm gãy cấu trúc vào trong
quá trong quá trình hồi quy để có đƣợc các bằng chứng thực nghiệm hỗ trợ cho mối
quan hệ đồng liên kết của hai biến này trong khuôn khổ mẫu nghiên cứu gồm Việt
Nam và mƣời một nƣớc với Mỹ. Phần tiếp theo sẽ thể hiện mô hình lý thuyết đƣợc sử
dụng trong bài nghiên cứu này.

2.2.3. Mô hình lý thuyết


15

Để rút ra một phƣơng trình cho mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lãi suất thực,
theo Edison và Pauls (1993). Hai thành tố chính của mô hình này là UIP và điều kiện
ngang giá Fisher. Theo công thức tính tỷ giá hối đoái thực:
𝑅𝐸𝑅 = 𝑆𝑡 ∗

𝑝𝑓
𝑝𝑕

Trong đó: 𝑆𝑡 là tỷ giá danh nghĩa (số lƣợng đồng nội tệ trên một đơn vị ngoại tệ); 𝑝𝑓 và
𝑝𝑕 là chỉ số giá tiêu dùng của nƣớc ngoài và trong nƣớc.
Đầu tiên, lấy logarit tự nhiên (ln) hai vế, ta xác định tỷ giá hối đoái thực (qt) nhƣ sau:

qt = st – pt + pt*

(1)

Trong đó st là logarit tự nhiên (ln) của tỷ giá giao ngay danh nghĩa (số đơn vị nội tệ
trên một đơn vị ngoại tệ), pt và pt* tƣơng ứng với logarit tự nhiên của chỉ số giá tiêu
dùng trong nƣớc và nƣớc ngoài. UIP khẳng định rằng với thị trƣờng vốn mở, những
thay đổi dự kiến trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa tƣơng đƣơng với sự khác biệt trong
lãi suất danh nghĩa. Khi các nhà đầu tƣ e ngại với rủi ro thì UIP có thể đƣợc mở rộng
bao gồm phần bù rủi ro với công thức:
Et (st+1 – st) = it – it* + ut

(2)

Trong đó it và it*là lãi suất danh nghĩa trong nƣớc và nƣớc ngoài, Et st+1 là kỳ vọng tại
kỳ hiện hành của tỷ giá hối đoái cho kỳ tới, và ut là phần bù rủi ro tỷ giá. Do đó thay
thế bằng tỷ giá hối đoái danh nghĩa kỳ vọng ta có
∗
Et qt+1 – Et𝑝𝑡+1
+ Et pt+1 – st = it – it* + ut

(3)

Ngoài ra bài viết giả định thay đổi kỳ vọng của lạm phát nhƣ sau
Et∆𝑝𝑡+1 = Et𝑝𝑡+1 – pt

(4)


16

∗
∗
Et∆𝑝𝑡+1
= Et𝑝𝑡+1
– pt*

(5)

Hơn nữa, lãi suất thực dự kiến giai đoạn hiện tại bằng lãi suất danh nghĩa trừ lạm phát
kỳ vọng:
rt = it – Et∆𝑝𝑡+1

(6)

∗
rt* = it* – Et∆𝑝𝑡+1

(7)

Từ những phƣơng trình này, ta có đƣợc biểu thức sau
∗
∗
Et qt+1 – (Et∆𝑝𝑡+1
+ pt*) + (Et∆𝑝𝑡+1 + pt) – st = (rt + Et∆𝑝𝑡+1 ) – (rt* + Et∆𝑝𝑡+1
) + ut (8)

Cuối cùng, thay thế những thay đổi kỳ vọng trong tỷ giá hối đoái thực ta có phƣơng
trình (11):
Et qt+1 – pt* + pt – st = rt – rt* + ut

(9)

Et qt+1 – qt = rt – rt* + ut

(10)

qt = – rt + rt* + Et qt+1 + ut

(11)

Một vấn đề trong phƣơng trình (11) là giá trị kỳ vọng của tỷ giá thực không có sẵn cho
các nhà nghiên cứu. Một vài biến đại diện đã đƣợc xem xét trƣớc đây, ví dụ, Meese và
Rogoff (1988); Edison và Pauls (1993), Byrne và Nagayasu (2010) đề xuất sử dụng
cán cân tài khoản vãng lai tích lũy và một hằng số. Trong bài nghiên cứu phƣơng trình
(11) sử dụng trƣờng hợp đơn giản khi tỷ giá thực kỳ vọng là một hằng số, ta có:
qt =  rt + *rt* + constant + ut

(12)

Phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian, ut, là một thành phần không quan sát đƣợc trong
phƣơng trình này và đƣợc giả định là dừng. Phƣơng trình (12) là cơ sở của phƣơng
pháp ƣớc lƣợng của bài nghiên cứu này. Nhƣ trong nghiên cứu của Byrne và Nagayasu


17

(2010), đề xuất quan trọng nhất là chênh lệch lãi suất thực có quan hệ ngƣợc chiều
với tỷ giá hối đoái thực của đồng nội tệ (nghĩa là, < 0 và *> 0).

CHƢƠNG 3. PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
3.1 . Kiểm tra thuộc tính của chuỗi dữ liệu
Tính dừng hay không dừng của một chuỗi dữ liệu theo thời gian có ý nghĩa quan trọng
trong nghiên cứu, đặc biệt là tính không dừng hàm ý một mối quan hệ trong dài hạn
của các chuỗi dữ liệu.
Trong bài nghiên cứu, Kiểm định nghiệm đơn vị trong chuỗi thời gian là một trong
những cách thức phổ biến nhằm kiểm tra tính dừng của dữ liệu. Trong bài nghiên cứu
này, kiểm định nghiệm đơn vị đƣợc tiến hành trên chuỗi dữliệu gốc và chuỗi sai phân
bậc một của tỷ giá thực và lãi suất thực. Kết quả kiểm định sẽ xác nhận bậc liên kết của
dữliệu và cho ta biết đƣợc mỗi chuỗi dữliệu là dừng hay không dừng. Cụ thể, nếu kết
quả cho thấy ở chuỗi dữ liệu gốc không có nghiệm đơn vị, đây là một chuỗi dừng và có
bậc liên kết bằng không (I(0)). Trƣờng hợp khác, khi chuỗi dữ liệu gốc có nghiệm đơn
vị trong khi chuỗi sai phân bậc một của nó không có nghiệm đơn vị, ta có thể kết luận
đây là một chuỗi không dừng và có liên kết bậc một (chuỗi I(1)). Hai phƣơng pháp
kiểm định nghiệm đơn vị khác nhau đƣợc sử dụng trong bài nghiên cứu bao gồm: kiểm
định Dicky – Fuller mở rộng (ADF) (Dicky và Fuller 1979) và kiểm định nghiệm đơn
vịSaikkonen và Lutkepohl (2002) (S&L).
3.1.1. Kiểm định Dicky – Fuller mở rộng (ADF)
Kiểm định ADF là một dạng mở rộng của kiểm định Dicky – Fuller trong đó xem xét
thêm các biến trễ của sai phân chuỗi thời gian và thực hiện ƣớc lƣợng phƣơng trình
sau:


18

𝑝

𝛽𝑖 Δ𝑦𝑡−𝑖 + 𝑣𝑡

∆𝑦𝑡 = 𝛼𝑦𝑡−1 + 𝑥𝑡 𝛿 +

𝑖=1

Phƣơng trình trên có giả thiết 𝐻0 : 𝛼 = 0, đồng nghĩa chuỗi thời gian là chuỗi không
dừng hay có nghiệm đơn vị.
Độ trễ phù hợp nhất đối với kiểm định ADF sẽ đƣợc lựa chọn theo tiêu chuẩn thông tin
AIC (Akaike Information Criterion) với độ trễ tối đa là 12 theo đề xuất của Lanne,
Lutkepohl, Saikkonen (2002) và Byrne và Nagayasu (2010)
3.1.2. Kiểm định Saikkonen và Lutkepohl (2002) (S&L)
Có nhiều cuộc tranh luận trong các bài nghiên cứu gần đây liệu chuỗi thời gian kinh tế
vĩ mô có thể đƣợc mô hình hóa toàn diện bằng một tiến trình không dừng
“Nonstationary process” với một nghiệm đơn vị hay là với một ƣớc lƣợng bởi một tiến
trình xu hƣớng ổn định “Trend statationary process” với biến động ổn định quanh một
xu hƣớng gãy “Break trend”.
Vấn đề này quan trọng vì, trong trƣờng hợp nghiệm đơn vị, các cú sốc ngẫu nhiên có
tác động vĩnh viễn trong khi trong mô hình xu hƣớng ổn định chỉ có thay đổi trong
hàm xu hƣớng mới có tác động vĩnh viễn khi mà các cú sốc ngẫu nhiên chỉ là thay đổi
tạm thời. Thông thƣờng các kiểm định đƣợc thực hiện để chọn giữa một tiến trình
nghiệm đơn vị hay một xu hƣớng ổn định.
Tầm quan trọng của vấn đề cho việc đánh giá tác động của các hành vi kinh tế dẫn tới
một số lƣợng đáng kể các bài nghiên cứu cân nhắc kiểm định nghiệm đơn vị với sự
hiện diện của những điểm gãy trong cấu trúc.
Trong “Testing for a unit root in a time series with a level shift at unknown time”,
Saikkonen và Lutkepohl, 2002 đã mở rộng hai giả định thay thế liên quan đến ngày
điểm gãy.