Kiểm định ngang giá sức mua ở các quốc gia đông nam á

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
BP 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
BP 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,