The results based on the above appr

The results based on the above approach are displayed in Tables 4 and 5 respectively for the two cases of uncorrelated and AR(1) errors. In all cases the model is specified as to include an intercept but not a linear trend. The first noticeable feature is the presence of a single break in December 2001 in all three series. This might be interpreted as a consequence of the change in the monetary policy framework which took place the year before, when inflation targeting was introduced, and is consistent with other studies focusing on inflation and interest rate expectations data and forward interest rate data to demonstrate the increased credibility and reasonable predictability of monetary policy since the adoption of inflation targeting in 2000 (see Aron and Mullbauer, 2007). Also, the order of integration decreases slightly after the break. Starting with the case of white noise disturbances (Table 4), the estimated orders of integration for the pre-break periods are 1.003, 1.087 and 1.161 for daily, weekly and monthly exchange rates respectively, the unit root null being rejected in the last two cases in favour of values of d above 1. Following the breaks the orders are 0.986, 0.964 and 0.972, and the unit root null is never rejected. In the case of AR(1) disturbances (see Table 5) the values are slightly different but the same conclusions hold. Thus, the unit root null is rejected in favour of d > 1 for weekly and monthly exchange rates for the periods before the break, but it cannot be rejected for any of the three series for the post- break periods.

Kết quả (Việt) 1:

Kết quả dựa trên phương pháp tiếp cận ở trên được hiển thị trong bảng 4 và 5 tương ứng cho hai trường hợp của không và AR(1) lỗi. Trong mọi trường hợp, các mô hình được chỉ định như bao gồm đánh chặn một nhưng không phải là một xu hướng tuyến tính. Các tính năng đáng chú ý đầu tiên là sự hiện diện của một break duy nhất trong tháng 12 năm 2001 trong tất cả ba loạt. Điều này có thể được giải thích do hậu quả của sự thay đổi trong khuôn khổ chính sách tiền tệ diễn ra năm trước, khi nhắm mục tiêu lạm phát đã được giới thiệu, và là phù hợp với các nghiên cứu khác tập trung vào dữ liệu mong đợi lạm phát và lãi suất và lãi suất chuyển tiếp dữ liệu để chứng minh tăng độ tin cậy và hợp lý dự đoán của các chính sách tiền tệ kể từ khi nhận con nuôi của lạm phát nhắm mục tiêu vào năm 2000 (xem Aron và Mullbauer 2007). Ngoài ra, thứ tự của hội nhập giảm một chút sau khi ăn. Bắt đầu với trường hợp của tiếng ồn trắng rối loạn (4 bàn), các đơn đặt hàng ước tính tích hợp cho các giai đoạn trước khi phá vỡ là 1.003, 1.087 và 1.161 cho hàng ngày, hàng tuần và hàng tháng tỷ giá ngoại tệ tương ứng, đơn vị gốc null bị từ chối trong hai trường hợp ủng hộ các giá trị của d trên 1. Sau những "break" các đơn đặt hàng là 0.986, 0.964 và 0.972, và đơn vị gốc không sẽ không bao giờ bị từ chối. Trong trường hợp của rối loạn AR(1) (xem bảng 5) các giá trị là hơi khác nhau nhưng cùng một kết luận giữ. Vì vậy, đơn vị gốc không bị từ chối ủng hộ d > 1 cho hàng tuần và hàng tháng tỷ giá ngoại tệ cho các giai đoạn trước khi phá vỡ, nhưng nó không thể bị từ chối cho bất kỳ dòng ba trong thời gian sau khi phá vỡ.

Kết quả (Việt) 2:

Các kết quả dựa trên các phương pháp trên được hiển thị trong Bảng 4 và 5 tương ứng với hai trường hợp (1) lỗi không tương quan và AR. Trong tất cả các trường hợp, các mô hình được quy định như để bao gồm một đánh chặn nhưng không phải là một xu hướng tuyến tính. Các tính năng đáng chú ý đầu tiên là sự hiện diện của một break duy nhất trong tháng 12 năm 2001 ở cả ba loạt. Điều này có thể được giải thích như là một hệ quả của sự thay đổi trong khuôn khổ chính sách tiền tệ diễn ra một năm trước, khi lạm phát nhắm mục tiêu đã được giới thiệu, và phù hợp với các nghiên cứu khác tập trung vào lạm phát và lãi suất kỳ vọng dữ liệu và dữ liệu lãi suất về phía trước để chứng minh tăng độ tin cậy và khả năng dự đoán hợp lý của chính sách tiền tệ kể từ khi Công lạm phát mục tiêu trong năm 2000 (xem Aron và Mullbauer, 2007). Ngoài ra, thứ tự của hội nhập giảm nhẹ sau giờ nghỉ. Bắt đầu với các trường hợp rối loạn tiếng ồn trắng (Bảng 4), các đơn đặt hàng ước tính hội nhập cho các thời kỳ tiền-break là 1,003, 1,087 và 1,161 cho hàng ngày, tỷ giá hối đoái hàng tuần và hàng tháng tương ứng, vô giá trị đơn vị gốc được loại bỏ trong hai cuối trường hợp có lợi cho các giá trị của d trên 1. Sau khi phá vỡ các đơn đặt hàng là 0,986, 0,964 và 0,972, và vô giá trị đơn vị gốc là không bao giờ từ chối. Trong trường hợp của AR (1) rối loạn (xem Bảng 5) các giá trị là hơi khác nhau nhưng cùng một kết luận giữ. Do đó, các đơn vị gốc null được từ chối ủng hộ d> 1 cho tỷ giá hối đoái tuần và hàng tháng cho các giai đoạn trước giờ nghỉ, nhưng nó không thể bị từ chối bất kỳ trong ba loạt cho các kỳ nghỉ hậu.