4. Empirical results and the analys

4. Empirical results and the analyses
4.1. The unit-root test and the test for the asymmetric cointegration
relation
Table 2 lists the Augmented Dickey Fuller (ADF) unit-root test
results of the level and the first differenced values of the variables. The
optimum lag period is determined with the AIC criterion. It is obvious
that at the 5% significant level, the interest rates of all the sample
countries are I(1) series.
Table 3 lists the estimation results of the long-run parameters of
the deposit and lending rate models for all countries. For parameter
d0, in the deposit interest rate model, the significant markup effect
exists in Indonesia, Korea, Malaysia, the Philippines, Singapore,
Taiwan, and Thailand, but not in Hong Kong, Japan, and U.S. In the
lending rate model, the significant markup effect exists in all
countries. The estimation results of parameter d1 in the deposit
interest rate model indicate that there is incomplete pass-through in
all countries. The pass-through ratio almost equals 1 in the U.S. (0.99),
and Taiwan has the lowest ratio (0.103). In the lending rate model,
there is incomplete pass-through in all countries as well. We
investigate one step further to test the hypothesis that it is the
complete pass-through (H0:d1=1), in both deposit and lending rates
and we find that only the U.S. deposit interest rate cannot rejects the
null hypothesis and the U.S markup coefficient is not significant. This
indicates that for the deposit interest rate, the complete pass-through
mechanism only exists in the U.S. For other countries, the null
hypothesis is rejected, which means that for these countries, the passthrough
is incomplete. Since the retail interest rate pass-through ratio
of these countries are less than 1, when the financing costs of the
commercial banks increase, they will not pass all the costs to the
consumers by raising the retail interest rates. To confirm the long-run
relation among the deposit, lending, and the money market rates, we
conduct the cointegration test.4
To examine the asymmetry of the pass-through among the interest
rates, we use the TAR and MTAR models to perform the cointegration
test. Since we do not knowthe threshold values in Eqs. (4) and (6), we
utilize the method suggested in Chan (1993) that choose the optimum
threshold value by using the sums of the squared errors.
Table 4 lists the estimation results using the TAR and MTAR
models. In the TAR estimation, for the deposit interest rate, the
asymmetry exists in Hong Kong, Indonesia, Malaysia, and the U.S. For
the lending rate, the asymmetry is in Hong Kong, and the symmetric
cointegration relation exists in Singapore. In the MTAR estimation, the
asymmetric cointegration of the deposit interest rate exists in Hong
Kong, Malaysia, the Philippines, Singapore, and Taiwan, and that of the
lending rate is in Hong Kong, the Philippines, and Taiwan. The lending
rate of Singapore and the deposit interest rate of the U.S have the
symmetric cointegration relation.5
4 To analyze the impact of the financial sector liberalization in Korea, we put a
dummy variable (equal to 0 before 1991M01 and 1 after 1991M01) in our estimation.
To analyze the impacts of the big financial events on the retail interest rate passthrough
in Taiwan, we selected the following six events as the “big financial events”:
the interest-rate liberalization in July 1989, the Asian financial crisis in October 1997,
the local financial crisis in February 1999, the deadly earthquake in September 1999,
the 10th presidential election in March 2000, and the 11th presidential election in
March 2004. We deleted the dummy variables whose coefficients are insignificant.
Please contact the authors for detailed test information.
5 Recent studies find that the panel unit root tests and panel cointegration tests have
higher power than the traditional unit root tests based on individual time series. We
perform four types of panel unit root tests in Eq. (2), the Levin et al. (2002) test, the Im
et al. (2003) test, the Fisher ADF test (Maddala and Wu, 1999), and the Fisher PP test
(Maddala and Wu, 1999). It shows that the three variables are I(0) after being
differenced. We also perform the panel cointegration test proposed by Pedroni (1999).
The Pedroni tests are based on the Engle–Granger (1987) two-step cointegration tests
that examine the residuals of a spurious regression performed using I(1) variables. We
find that two interest rate combinations exhibit panel cointegrations. Please refer to
Tables A1 and A2 in Appendix A for the estimation results

Kết quả (Việt) 1:

4. kinh nghiệm kết quả và những phân tích4.1. các bài kiểm tra đơn vị-gốc và thử nghiệm cho cointegration không đối xứngquan hệBảng 2 danh sách bài kiểm tra đơn vị-gốc Fuller Dickey tăng cường (ADF)kết quả của mức độ và các giá trị differenced đầu tiên của các biến. Cáctối ưu tụt hậu thời gian được xác định với các tiêu chí AIC. Nó là rõ ràngmà ở mức đáng kể 5%, lãi suất của tất cả mẫunước là I(1) loạt.Bảng 3 liệt kê kết quả ước tính của các thông số lâu dài củaCác khoản tiền gửi và tỷ lệ cho vay mô hình cho tất cả các nước. Đối với tham sốD0, trong mô hình tỷ lệ lãi suất tiền gửi, các hiệu ứng quan trọng đánh dấutồn tại ở Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore,Đài Loan, và Thái Lan, nhưng không phải tại Hong Kong, Nhật bản, và Hoa Kỳ Trong cácMô hình tỷ giá cho vay, các hiệu ứng quan trọng đánh dấu tồn tại trong tất cảQuốc gia. Kết quả dự toán của tham số d1 trong các khoản tiền gửiMô hình tỷ lệ lãi suất cho thấy là không đầy đủ ñöôïc trongTất cả các nước. Tỷ lệ chuyển gần như bằng 1 tại Mỹ (0,99),và Đài Loan có tỷ lệ thấp nhất (0.103). Trong mô hình cho vay tỷ lệ,có là không đầy đủ ñöôïc trong tất cả các nước là tốt. Chúng tôiđiều tra một bước nữa để thử nghiệm giả thuyết rằng nó là cáchoàn thành ñöôïc (H0:d1 = 1), ở cả hai tiền gửi và tỷ giá cho vayvà chúng tôi thấy rằng chỉ US tiền lãi suất không thể từ chối cácgiả thuyết null và hệ số đánh dấu Mỹ không phải là quan trọng. Điều nàychỉ ra rằng đối với tỷ lệ lãi suất tiền gửi, ñöôïc hoàn chỉnhcơ chế chỉ tồn tại ở Mỹ Cho các nước khác, nullgiả thuyết từ chối, có nghĩa là cho các quốc gia, passthroughlà không đầy đủ. Kể từ khi tỷ lệ đặt lãi suất bán lẻCác quốc gia này là ít hơn 1, khi các nguồn tài chính chi phí của cácNgân hàng thương mại tăng, họ sẽ không vượt qua tất cả các chi phí cho cácngười tiêu dùng bằng cách tăng lãi suất tỷ giá bán lẻ. Để xác nhận lâu dàimối quan hệ giữa các khoản tiền gửi, cho vay, và mức giá thị trường tiền tệ, chúng tôitiến hành cointegration test.4Để kiểm tra đối xứng của ñöôïc trong sự quan tâmtỷ giá, chúng tôi sử dụng TAR và MTAR các mô hình để thực hiện cointegrationkiểm tra. Kể từ khi chúng tôi làm không giá trị ngưỡng khoá trong Eqs. (4) và (6), chúng tôisử dụng các phương pháp được đề nghị trong Chan (1993) mà chọn tối ưungưỡng các giá trị bằng cách sử dụng các khoản tiền trong những lỗi bình phương.Bảng 4 danh sách các kết quả dự toán bằng cách sử dụng TAR và MTARMô hình. Trong dự toán TAR, cho tỷ lệ lãi suất tiền gửi, cácđối xứng tồn tại ở Hong Kong, Indonesia, Malaysia, và Hoa Kỳ chomức cho vay, đối xứng là ở Hong Kong, và các đối xứngcointegration mối quan hệ tồn tại ở Singapore. Trong dự toán MTAR, cáckhông đối xứng cointegration của lãi suất tiền gửi tồn tại trong HongKông, Malaysia, Philippines, Singapore, và Đài Loan, và của cáctỷ giá cho vay là ở Hong Kong, Philippines và Đài Loan. Với cho vaytỷ lệ của Singapore và lãi suất tiền gửi của Hoa Kỳ có cácđối xứng cointegration relation.54 để phân tích tác động của tự do hóa lĩnh vực tài chính tại Hàn Quốc, chúng tôi đặt mộtgiả biến (bằng 0 trước khi 1991M 01 và 1 sau 1991M 01) trong dự toán của chúng tôi.Để phân tích tác động của các sự kiện tài chính lớn trên passthrough lãi bán lẻtại Đài Loan, chúng tôi lựa chọn các sự kiện sáu sau đây là những "sự kiện tài chính lớn":tự do hoá tỷ lệ lãi suất trong 7 năm 1989, cuộc khủng hoảng tài chính Châu á trong tháng 10 năm 1997,cuộc khủng hoảng tài chính địa phương trong tháng 2 năm 1999, trận động đất chết người vào cuối năm 1999,cuộc bầu cử tổng thống 10 tháng 3 năm 2000, và cuộc bầu cử tổng thống thứ 11 trongTháng 3 năm 2004. Chúng tôi đã xóa các biến giả có hệ số là không đáng kể.Xin vui lòng liên hệ với các tác giả cho bài kiểm tra chi tiết thông tin.5 nghiên cứu gần đây thấy rằng bảng điều khiển đơn vị xét nghiệm gốc và bảng điều khiển cointegration thử nghiệm cóquyền lực cao hơn so với các bài kiểm tra truyền thống đơn vị gốc dựa trên chuỗi thời gian cá nhân. Chúng tôithực hiện bốn loại bảng điều khiển đơn vị gốc bài kiểm tra trong Eq. (2), thử nghiệm Levin et al. (2002), nhắn tinet al. (2003) kiểm tra, thử nghiệm Fisher ADF (Maddala và Wu, 1999), và thử nghiệm Fisher PP(Maddala và Wu, 1999). Nó cho thấy rằng các biến ba là I(0) sau khisử. Chúng tôi cũng thực hiện bài kiểm tra cointegration bảng điều khiển được đề xuất bởi Pedroni (1999).Các bài kiểm tra Pedroni được dựa trên các xét nghiệm (1987) Engle-Granger hai bước cointegrationmà kiểm tra dư một hồi quy giả mạo thực hiện bằng cách sử dụng I(1) biến. Chúng tôitìm thấy hai tỷ lệ lãi suất kết hợp triển lãm bảng cointegrations. Vui lòng tham khảoBảng A1 và A2 trong phụ lục A cho các kết quả dự toán

Kết quả (Việt) 2:

4. Kết quả thực nghiệm và phân tích
4.1. Các đơn vị kiểm tra sở và các bài kiểm tra cho cùng hội nhập đối xứng
liên quan
Bảng 2 liệt kê các Augmented Dickey Fuller (ADF) kiểm tra đơn vị gốc
kết quả về mức độ và các giá trị differenced đầu tiên của các biến. Các
giai đoạn trễ tối ưu được xác định với các tiêu chí AIC. Rõ ràng
rằng ở mức độ đáng kể 5%, lãi suất của tất cả các mẫu
nước là I (1) series.
Bảng 3 liệt kê các kết quả toán các thông số dài hạn của
các mô hình huy động và lãi suất cho vay đối với tất cả các nước. Đối với tham số
d0, trong mô hình lãi suất huy động, các hiệu ứng đánh dấu quan trọng
tồn tại trong Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines, Singapore,
Đài Loan và Thái Lan, nhưng không ở Hồng Kông, Nhật Bản và Mỹ trong các
mô hình tỷ lệ cho vay, tác dụng đánh dấu quan trọng tồn tại trong tất cả các
quốc gia. Các kết quả ước lượng của tham số d1 tại mỏ
mô hình lãi suất chỉ ra rằng có đầy đủ pass-thông qua trong
tất cả các nước. Tỷ lệ pass-thông qua gần như bằng 1 tại Mỹ (0,99),
và Đài Loan có tỷ lệ thấp nhất (0,103). Trong mô hình lãi suất cho vay,
có đầy đủ pass-thông qua trong tất cả các nước là tốt. Chúng tôi
điều tra thêm một bước nữa để kiểm tra giả thuyết rằng nó là
hoàn pass-through (H0: d1 = 1), cả lãi suất huy động và cho vay
và chúng ta thấy rằng chỉ có lãi suất tiền gửi Mỹ không thể bác bỏ
giả thuyết null và đánh dấu Mỹ hệ số này là không đáng kể. Điều này
chỉ ra rằng đối với lãi suất tiền gửi, pass-through hoàn chỉnh
cơ chế chỉ tồn tại ở Mỹ Đối với các nước khác, vô giá trị
giả thuyết bị bác bỏ, điều đó có nghĩa rằng đối với những nước này, passthrough
là không đầy đủ. Kể từ khi lãi suất bán lẻ tỷ lệ pass-thông qua
những nước này đều nhỏ hơn 1, khi chi phí tài chính của các
ngân hàng thương mại tăng, họ sẽ không vượt qua tất cả các chi phí cho
người tiêu dùng bằng cách tăng lãi suất bán lẻ. Để xác nhận lâu dài
mối quan hệ giữa các khoản tiền gửi, cho vay, lãi suất thị trường tiền tệ, chúng tôi
tiến hành các test.4 cùng hội nhập
Để kiểm tra sự bất đối xứng của pass-thông qua các mối quan tâm
giá, chúng tôi sử dụng các mô hình TAR và MTAR để thực hiện các cùng hội nhập
thử nghiệm. Vì chúng ta không knowthe giá trị ngưỡng trong EQS. (4) và (6), chúng tôi
sử dụng các phương pháp được đề xuất trong Chan (1993) mà chọn tối ưu
giá trị ngưỡng bằng cách sử dụng các khoản tiền của các lỗi bình phương.
Bảng 4 liệt kê các kết quả ước lượng bằng cách sử dụng TAR và MTAR
mô hình. Trong dự toán TAR, để lãi suất tiền gửi,
không đối xứng tồn tại ở Hồng Kông, Indonesia, Malaysia, và Mỹ Đối với
lãi suất cho vay, không đối xứng là ở Hồng Kông, và đối xứng
liên quan cùng hội nhập tồn tại Singapore. Trong dự toán MTAR, các
cùng hội nhập không đối xứng của lãi suất huy động tồn tại ở Hồng
Kông, Malaysia, Philippines, Singapore, Đài Loan, và của
lãi suất cho vay là ở Hồng Kông, Philippines và Đài Loan. Việc cho vay
lãi suất của Singapore và lãi suất tiền gửi của Mỹ có
cùng hội nhập relation.5 đối xứng
4 Để phân tích tác động của tự do hóa khu vực tài chính ở Hàn Quốc, chúng tôi đặt một
biến giả (bằng 0 trước khi 1991M01 1991M01 và 1 sau) trong . ước tính của chúng
để phân tích tác động của các sự kiện tài chính lớn trên passthrough lãi suất bán lẻ
tại Đài Loan, chúng tôi đã chọn sáu sự kiện sau đây là "sự kiện tài chính lớn":
tự do hóa lãi suất vào tháng Bảy năm 1989, cuộc khủng hoảng tài chính châu Á vào tháng Mười Năm 1997,
cuộc khủng hoảng tài chính địa phương trong tháng 2 năm 1999, trận động đất gây chết người trong tháng 9 năm 1999,
cuộc bầu cử tổng thống ngày 10 tháng 3 năm 2000, và cuộc bầu cử tổng thống lần thứ 11 trong
tháng Ba năm 2004. Chúng tôi đã xóa các biến giả có hệ số là không đáng kể.
Vui lòng liên hệ các tác giả cho chi tiết kiểm tra thông tin.
5 nghiên cứu gần đây thấy rằng các bài kiểm tra đơn vị gốc bảng điều khiển và kiểm tra bảng điều khiển cùng hội nhập có
năng lượng cao hơn so với các bài kiểm tra đơn vị gốc truyền thống dựa trên chuỗi thời gian cá nhân. Chúng tôi
thực hiện bốn loại bài kiểm tra đơn vị gốc panel trong Eq. (2), Levin et al. Kiểm tra (năm 2002), Im
al et. Thử nghiệm (2003), các bài kiểm tra Fisher ADF (Maddala và Wu, 1999), và việc thử Fisher PP
(Maddala và Wu, 1999). Nó cho thấy rằng ba biến là I (0) sau khi được
differenced. Chúng tôi cũng thực hiện việc kiểm tra bảng điều khiển cùng hội nhập của Pedroni (1999) đề xuất.
Các xét nghiệm Pedroni dựa trên Engle-Granger (1987) kiểm tra hai bước cùng hội nhập
mà kiểm tra các số dư của một hồi quy giả thực hiện bằng cách sử dụng I (1) biến. Chúng tôi
thấy rằng kết hợp mức giá hai quan tâm triển lãm cointegrations bảng. Vui lòng tham khảo
Bảng A1 và A2 trong Phụ lục A cho kết quả ước lượng