Đề tài Kiểm định các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái, ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến lạm phát và cán cân thương mại

MỤC LỤC PHẦN MỞ ĐẦU . 1 CHưƠNG 1: CƠ SỞ LÝ THUYẾT . 1 1.1. KHÁI NIỆM TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI . 4 1.2 CÁC NHÂN TỐ ẢNH HưỞNG ĐẾN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI TRONG NGẮN, TRUNG VÀ DÀI HẠN . 4 1.2.1 Các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn 4 1.2.2 Các yếu tố ảnh hưởng đến đến tỷ giá trong trung và dài hạn . 6 1.2.2.1 Lạm phát và lãi suất . 6 1.2.2.2 Tác động của xu hướng tài khoản vãng lai: . 7 1.2.2.3 Can thiệp của Ngân hàng Trung Ương: . 9 1.2.2.5 Ảnh hưởng của tỷ giá thị trường tự do: . 10 1.3 MỐI LIÊN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ 11 1.3.1 Ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến lạm phát 11 1.3.2 Tác động của tỷ giá hối đoái đến cán cân thương mại . 12 1.4 CÁC LÝ THUYẾT KINH ĐIỂN VỀ MỐI QUAN HỆ GIỮA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ 14 1.4.1 Lý thuyết ngang giá sức mua (Purchasing Power Parity – PPP) 14 1.4.2 Lý thuyết ngang giá lãi suất (Interest Rate Parity). . 15 1.4.3 Hiệu ứng Fisher quốc tế: 15 1.4.4 Phương pháp tiền tệ 16 1.4.4.1 Mô hình Mundell- Flemming: 16 1.4.4.2 Mô hình giá linh hoạt: 19 1.4.4.3 Mô hình giá cứng Dornbusch: 20 1.4.5 Phương pháp cân bằng danh mục(PBM): 20 KẾT LUẬN CHưƠNG 1 . 21 CHưƠNG 2: KHẢO SÁT VÀ KIỂM ĐỊNH CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ĐẾN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ ẢNH HưỞNG CỦA TỶ GIÁ ĐẾN LẠM PHÁT VÀ CÁN CÂN THưƠNG MẠI 23 2.1 VÀI NÉT VỀ TÌNH HÌNH VĨ MÔ VIỆT NAM 4 THÁNG ĐẦU NĂM 2011 23 2.2 KHẢO SÁT TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ NGẮN HẠN ĐẾN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI . 26 2.3 KIỂM ĐỊNH TÁC ĐỘNG CỦA CÁC NHÂN TỐ ĐẾN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI TRONG TRUNG VÀ DÀI HẠN . 32 2.3.1 Kiểm định tác động của lạm phát, lãi suất, thu nhập đến tỷ giá bằng mô hình VECM . 32 2.3.1.1 Phương pháp: . 32 2.3.1.2 Dữ liệu và mô tả . 33 2.3.1.3 Mô hình kiểm định . 33 2.3.1.4 Kết luận từ mô hình . 35 2.3.2. Kiểm định sự can thiệp của NHNN vào tỷ giá 35 2.3.2.1 Phương pháp 36 2.3.2.2 Dữ liệu và mô tả . 37 2.3.2.3 Kết quả ước lượng: 37 2.3.2.4 Kết luận từ mô hình: 39 2.3.3 Mối quan hệ tác động giữa tỷ giá thị trường chợ đen và tỷ giá chính thức. . 39 2.3.3.1 Phương pháp 39 2.3.3.2 Dữ liệu và mô tả . 40 2.3.3.3 Mô hình kiểm định . 40 2.3.3.4 Kết luận từ mô hình: 42 2.3.4 Kiểm định mối quan hệ tác động của tài khoản vãng lai đến tỷ giá . 43 2.3.4.1 Phương pháp: . 43 2.3.4.2 Dữ liệu và mô tả . 43 2.3.4.3 Kết quả ước lượng mô hình . 43 2.3.4.4 Kết luận từ mô hình: 44 2.4. ĐO LưỜNG TÁC ĐỘNG CỦA CÁC CÔNG CỤ ĐIỀU HÀNH TỶ GIÁ. . 45 2.4.1 Ý tưởng mô hình . 45 2.4.2 Phương pháp và xử lý số liệu 45 2.4.3 Kết quả . 47 2.4.3 Kết luận 48 2.5. TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI ĐẾN CÁC NHÂN TỐ VĨ MÔ 49 2.5.1 Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát 49 2.5.1.1 Phương pháp: . 49 2.5.1.2. Kiểm định tính dừng của chuỗi dữ liệu: . 50 2.5.1.3 Xác định mối quan hệ trong dài hạn. . 51 2.5.1.4 Mô hình xem xét mối quan hệ tác động của tỷ giá lên lạm phát . 52 2.5.1.5 Kết luận từ mô hình: 54 2.5.2 Tác động của tỷ giá hối đoái lên xuất nhập khẩu. 55 2.5.2.1 Phương pháp 55 2.5.2.2. Dữ liệu và mô tả: 55 2.5.2.3. Kiểm định. 56 KẾT LUẬN CHưƠNG 2 . 57 CHưƠNG 3: KHUYẾN NGHỊ VỀ VIỆC ĐIỀU HÀNH CHÍNH SÁCH TỶ GIÁ HưỚNG ĐẾN CÁC MỤC TIÊU NGẮN VÀ TRUNG HẠN . 59 3.1 KHUYẾN NGHỊ VỀ VIỆC ĐIỀU HÀNH TỶ GIÁ THEO MỤC TIÊU 59 3.1.1 Mục tiêu ngắn hạn 59 3.1.2 Mục tiêu trung và dài hạn 60 3.1.2.1 Lựa chọn chế độ tỷ giá 60 3.1.2.2 Cơ chế hai tỷ giá 63 3.2 CHÍNH SÁCH TỶ GIÁ VỚI MỤC TIÊU NGẮN HẠN: ỔN ĐỊNH TỶ GIÁ VÀ CHỐNG LẠM PHÁT 63 3.3 CHÍNH SÁCH TỶ GIÁ VỚI MỤC TIÊU TRUNG VÀ DÀI HẠN . 70 3.3.1 Nâng cao tính độc lập của Ngân hàng trung ương . 71 3.3.2 Hiện đại hóa thị trường ngoại hối . 73 3.3.3 Nâng cao hiệu quả sử dụng các công cụ . 76 KẾT LUẬN CHưƠNG 3 . 79 KẾT LUẬN . 80 DANH MỤC HÌNH Hình 1. 1: Sơ đồ ảnh hưởng của thông tin đến khối lượng khớp lệnh và tỷ giá hối đoái. Hình 1. 2: Sơ đồ tác động thay đổi cung cầu tiền đến tỷ giá Hình 2. 1: So sánh REER, NEER, USD/VND Hình 2.2: So sánh dự trữ ngoại hối của Việt Nam và các nước trong khu vực Hình 3. 1: So sánh RERR và NERR Hình 3. 2: Phản ứng của các biến đối với cú sốc tỷ giá Hình 3. 3: Mô hình quản lý vàng – ngoại tệ DANH MỤC BIỂU ĐỒ Biểu đồ 2. 1: Biểu đồ tổng hợp kết quả khảo sát nguyên nhân mua ngoại tệ Biểu đồ 2. 2: Biểu đồ tổng hợp kết quả khảo sát tác động biến vĩ mô lên tỷ giá hối đoái Biểu đồ 2. 3: Biểu đồ tổng hợp kết quả khảo sát “nguyên nhân tác động đến tỷ giá hối đoái” Biểu đồ 3. 1: Biểu đồ lạm phát và tỷ giá USD/VND danh nghĩa DANH MỤC PHỤ LỤC Phụ lục 1.1 Phân loại tỷ giá hối đoái Phụ lục 1.2: Phân loại ngang giá lãi suất Phụ lục 1.3: Mô hình Mundell - Fleming Phụ lục 1.4: Mô hình giá cứng Dornbusch Phụ lục 1.5: Mô hình cân bằng danh mục Phụ lục 1.6: Lý thuyết bộ ba bất khả thi Phụ lục 1.7: Tài khoản vãng lai, đầu tư và tiết kiệm Phụ lục 1.8: Bài học kinh nghiệm từ chính sách điều hành tỷ giá của các nước Phụ lục 2.1: Mô hình kiểm định sự tác động của lạm phát, lãi suất, thu nhập đến tỷ giá hối đoái PHẦN MỞ ĐẦU 1. LÝ DO NGHIÊN CỨU Tỷ giá hối đoái là một phạm trù kinh tế tổng hợp có liên quan đến các phạm trù kinh tế khác và đóng vai trò như là một công cụ có hiệu quả trong việc tác động đến quan hệ kinh tế đối ngoại của mỗi nước, đồng thời là yếu tố cực kỳ quan trọng đối với chính sách tiền tệ quốc gia. Trải qua nhiều thời kì, nhân loại đã và đang cố gắng tiếp cận vấn đề có tầm quan trọng đặc biệt này với mong muốn đạt được một nhận thức đúng đắn về tỉ giá hối đoái, từ đó xác định và áp dụng vào thực tiễn một chính sách phù hợp, nhằm biến tỷ giá trở thành một công cụ tích cực trong quản lý nền kinh tế ở mỗi nước.Điều này thôi thúc việc phải có một nghiên cứu cung cấp một cái nhìn toàn diện về các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái cũng như ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến các nhân tố vĩ mô, để tỷ giá hối đoái có thể trở thành một công cụ chính sách hiệu quả trong điều hành kinh tế. 2. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU Hiện nay, có rất nhiều đề tài nghiên cứu về vấn đề tỷ giá hối đoái tại Việt Nam. Tuy nhiên, các đề tài đó chỉ đề cập đến một khía cạnh nào đó của vấn đề này. Vì vậy, mục tiêu của bài nghiên cứu này hướng đến là cung cấp một cái nhìn toàn cảnh về vấn đề tỷ giá hối đoái tại Việt Nam, bao gồm: những nhân tố thực sự ảnh hưởng đến tỷ giá, tác động của chúng đến biến vĩ mô và các công cụ có hiệu quả trong việc điều hành tỷ giá. Bên cạnh đó, trên cơ sở tiếp cận các phương pháp điều hành tỷ giá của các nước trên thế giới, áp dụng với điều kiện cụ thể tại nước ta, bài nghiên cứu sẽ xây dựng nên những mục tiêu ngắn và trung hạn cho việc điều hành chính sách tỷ giá hối đoái tại Việt Nam. 3. PHưƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Bài nghiên cứu chủ yếu sử dụng phương pháp định tính, định lượng, thống kê, so sánh, phân tích và tổng hợp nhằm làm rõ các vấn đề nghiên cứu. Để tiến hành phân tích định lượng các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái và ảnh hưởng của tỷ giá lên các biến của nền kinh tế như lạm phát, xuất nhập khẩu; các công cụ điều hành tỷ giá, đề tài sử dụng các số liệu công bố trong khoảng 15 năm qua của quỹ tiền tệ thế giới (IMF), ngân hàng phát triển châu Á (ADB), Ngân hàng thế giới (WB), Economic Statistics, Tổng cục thống kê Việt Nam (GSO), Ngân hàng Nhà nước (SBV) . Đặc biệt, để xem xét ảnh hưởng của yếu tố tâm lý hành vi trong việc giải thích sự biến động của tỷ giá hối đoái tại Việt Nam, chúng tôi tiến hành một cuộc khảo sát hướng đến những nhà đầu tư trên thị trường ngoại hối. Kết quả khảo sát được thống kê và sử dụng cho những phân tích của chúng tôi. Trên cơ sở tổng hợp các kết quả kiểm định được, kết hợp so sánh với nghiên cứu phương pháp điều hành tỷ giá ở các nước có mối quan hệ tương đối tương đồng với Việt Nam; chúng tôi tiến hành xây dựng nên các mục tiêu ngắn và trung hạn cho việc điều hành chính sách tỷ giá và những gợi ý để đạt được mục tiêu đó. 4. NỘI DUNG NGHIÊN CỨU Chương 1: Cơ sở lý thuyết. Chương 2: Khảo sát và kiểm định các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái tại Việt Nam, ảnh hưởng tỷ giá hối đoái đến lạm phát và cán cân thương mại. Chương 3: Khuyến nghị về việc điều hành chính sách tỷ giá hướng đến mục tiêu ngắn và trung hạn. 5. Ý NGHĨA CÔNG TRÌNH NGHIÊN CỨU Về mặt lý luận, đề tài đã hệ thống các công trình nghiên cứu và các lý thuyết kinh điển về vấn đề các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái trong ngắn, trung và dài hạn và mối liên hệ của tỷ giá hối đoái đến các nhân tố vĩ mô. Về mặt thực tiễn, đề tài đã cho thấy tác động của các nhân tố đến tỷ giá hối đoái trong ngắn, trung, dài hạn và làm rõ mối liên hệ của tỷ giá hối đoái đến các nhân tố vĩ mô, qua đó góp phần làm rõ các học thuyết kinh tế về những vấn đề trên. Đề tài cũng thành công trong việc kiểm định hiệu quả của các công cụ tiền tệ lên điều hành tỷ giá hối đoái. Cuối cùng đề tài cũng đưa ra những khuyến nghị nhằm giúp các nhà làm chính sách có biện pháp điều hành chính sách tỷ giá linh hoạt và hướng đến những mục tiêu ngắn, và trung hạn. 6. HưỚNG PHÁT TRIỂN CỦA ĐỀ TÀI Đề tài đã cố gắng hệ thống một cách khá đầy đủ và toàn diện các nhân tố xác định tỷ giá hối đoái. Dù rằng trong quá trình tìm hiểu chúng tôi nhận thấy vẫn còn một nhân tố ảnh hưởng khá lớn đến tỷ giá hối đoái trong trung và dài hạn, đó là chính sách kiểm soát vốn của chính phủ. Nhưng những khó khăn trong việc tiếp cận nguồn dữ liệu đã hạn chế chúng tôi thực hiện các kiểm định về ảnh hưởng của nhân tố này đến tỷ giá hối đoái. Đồng thời, để đánh giá ảnh hưởng của các nhân tố lên tỷ giá hối đoái trong ngắn hạn vẫn cần phải thực hiện một cuộc khảo sát chuyên sâu hơn, với mẫu lớn hơn. Chúng tôi hi vọng những thiếu sót này sẽ được các đề tài nghiên cứu về sau hoàn thiện hơn.

181 trang | Chia sẻ: lvcdongnoi | Lượt xem: 5125 | Lượt tải: 1

Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Đề tài Kiểm định các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái, ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến lạm phát và cán cân thương mại, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên

i quy giả mạo làm mất ý nghĩa và tính giải thích của mô hình. Trong phần này, kiểm định ADF sẽ được sử dụng. - Bước 2: Kiểm định mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến thông qua kiểm định nhân quả Engle-Granger (1987). - Bước 3: Xây dựng mô hình. 2. Dữ liệu và mô tả: Chuỗi dữ liệu sử dụng trong phần nghiên cứu này được chúng tôi thu thập từ Q1 1995 đến Q4 2009 ( tất cả gồm 60 mẫu quan sát). Biến Ký hiệu Nguồn Logarit Tỷ giá danh nghĩa NER IFS LnNER Tỷ giá thực REER Tính toán của tác giả112 LnREER Dự trữ ngoại hối RES ADB LnRES Bảng 2. 15: Biến và mô tả biến mô hình xem xét tác động của dự trữ ngoại hối lên tỷ giá hối đoái 3. Mô hình kiểm định 111 Xem thêm: Adnan Kasman và Duygu Ayhan (2007) ,Foreign exchange reserves and exchange rates in Turkey:Structural breaks, unit roots and cointegration ,Economic Modelling 25 (2008) 83– 92 112 Xin xem phụ lục 2.11 Kết quả kiểm định ADF cho thấy rằng, các chuỗi dữ liệu: LnNER và LnRES là không dừng; riêng chuỗi dữ liệu của LnREER là dừng, có chặn và có xu hướng. Khi lấy sai phân bậc nhất thì cả chuỗi dữ liệu của RES và NER đều dừng. Biến D(LnNER) D(LnRES) D(LnREER) Độ trễ (lag) 3 1 3 Dạng hồi quy Intercept None Intercept t-statistics -4.536457 -5.091517 -7.290279 P-value 0.0005 0.0001 0.0000 Bảng 2. 16: Kết quả kiểm định ADF biến số mô hình xem xét tác động của dự trữ ngoại hối lên tỷ giá hối đoái Nguồn: Tính toán của người viết Kết quả kiểm định Granger cho thấy mối quan hệ nhân quả của LnRES với LnNER khi RES là biến độc lập. Vì vậy kiểm định này yêu cầu sử dụng mô hình VECM khi RES là biến độc lập và mô hình VAR khi biến NER là biến độc lập 4. Kết luận: Mục đích của phần mục nghiên cứu này là nhằm xác định mối liên hệ trong dài hạn giữa tỷ giá hối đoái (tỷ giá thực và tỷ giá danh nghĩa) và dự trữ ngoại hối. Những bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng có mối liên hệ trong dài hạn giữa dự trữ ngoại hối và tỷ giá hối đoái (thực và danh nghĩa) khi xem xét mối quan hệ tác động của cả 3 yếu tố này. Kiểm định nhân quả Granger cho thấy rằng có mối quan hệ tác động một chiều của biến trễ dự trữ ngoại hối lên tỷ giá hối đoái thực và tỷ giá hối đoái danh nghĩa. Như vậy, kết quả của mô hình này khẳng định rằng, trong điều kiện thực tế tại Việt Nam thì dự trữ ngoại thực sự có tác động lên tỷ giá danh nghĩa theo mối quan hệ nghịch sau một độ trễ; tức là một sự tăng giá của đồng nội tệ (tỷ giá danh nghĩa tăng) sẽ làm cho dự trữ ngoại hối giảm một kỳ sau đó và ngược lại; đồng thời tác động này sẽ làm cho tỷ giá thực tăng lên. Điều này cho thấy rằng, công cụ dữ trữ ngoại hối ở Việt Nam được sử dụng chủ yếu để đối phó với những biến động trong tỷ giá là chính. Kết quả này cũng phù hợp với những nghiên cứu lý thuyết cho rằng nhằm hạn chế sự mất giá của đồng nội tệ thì một trong những công cụ được NHNN sử dụng là dùng dự trữ ngoại hối. Tuy nhiên, mức độ giải thích của mô hình chỉ ở mức 25,56% cho thấy rằng công cụ dự trữ ngoại hối tuy có ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái nhưng mức độ ảnh hưởng là không lớn. Có điều này là do, độ lớn của dự trữ ngoại hối nước ta chưa thực sự mạnh và hoạt động của NHNN trên thị trường mở vẫn chưa thực sự hiệu quả. Kết quả kiểm định phần dư cũng cho thấy rằng mô hình vừa xây dựng là phù hợp 1.Kiểm định tính dừng - Chuỗi dữ liệu LnNER là không dừng Null Hypothesis: LNNER has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.733533 0.4094 Test critical values: 1% level -3.546099 5% level -2.911730 10% level -2.593551 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. - Chuỗi dữ liệu LnRES là không dừng Null Hypothesis: LNRES has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.514956 0.5192 Test critical values: 1% level -3.546099 5% level -2.911730 10% level -2.593551 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. - Chuỗi dữ liệu LnRERR là không dừng. Null Hypothesis: LNRERR has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.902601 0.3290 Test critical values: 1% level -3.546099 5% level -2.911730 10% level -2.593551 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. - Sai phân bậc nhất của LnNER là dừng Null Hypothesis: D(LNNER) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=3) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.536457 0.0005 Test critical values: 1% level -3.548208 5% level -2.912631 10% level -2.594027 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNNER,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 3 60 Included observations: 58 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNNER(-1)) -0.549880 0.121213 -4.536457 0.0000 C 0.004473 0.001648 2.714417 0.0088 R-squared 0.268733 Mean dependent var 0.000406 Adjusted R-squared 0.255675 S.D. dependent var 0.012207 S.E. of regression 0.010531 Akaike info criterion -6.235044 Sum squared resid 0.006211 Schwarz criterion -6.163995 Log likelihood 182.8163 F-statistic 20.57944 Durbin-Watson stat 2.125801 Prob(F-statistic) 0.000031 - Sai phân bậc nhất của RES là dừng Null Hypothesis: D(LNRES) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.091517 0.0001 Test critical values: 1% level -3.548208 5% level -2.912631 10% level -2.594027 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNRES,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 3 60 Included observations: 58 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNRES(-1)) -0.658062 0.129247 -5.091517 0.0000 C 0.028672 0.013071 2.193555 0.0324 R-squared 0.316436 Mean dependent var -0.004939 Adjusted R-squared 0.304229 S.D. dependent var 0.103003 S.E. of regression 0.085918 Akaike info criterion -2.036969 Sum squared resid 0.413388 Schwarz criterion -1.965919 Log likelihood 61.07211 F-statistic 25.92354 Durbin-Watson stat 2.085840 Prob(F-statistic) 0.000004 - Sai phân bậc nhất của RERR là dừng Null Hypothesis: D(LNRERR) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.290279 0.0000 Test critical values: 1% level -2.605442 5% level -1.946549 10% level -1.613181 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(LNRERR,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 3 60 Included observations: 58 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNRERR(-1)) -0.964830 0.132345 -7.290279 0.0000 R-squared 0.482515 Mean dependent var -2.65E-05 Adjusted R-squared 0.482515 S.D. dependent var 0.045337 S.E. of regression 0.032614 Akaike info criterion -3.991053 Sum squared resid 0.060630 Schwarz criterion -3.955528 Log likelihood 116.7405 Durbin-Watson stat 1.991602 2. Kết quả kiểm định Granger cho thấy mối quan hệ nhân quả trong dài hạn giữa biến độc lập RES và biến NER và biến RERR với biến NER và RES. Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1 60 Lags: 3 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability D(LNRES) does not Granger Cause D(LNNER) 56 1.57477 0.20739 D(LNNER) does not Granger Cause D(LNRES) 0.33685 0.79874 D(LNRERR) does not Granger Cause D(LNNER) 56 2.47531 0.07243 D(LNNER) does not Granger Cause D(LNRERR) 1.21812 0.31307 D(LNRERR) does not Granger Cause D(LNRES) 56 0.18764 0.90431 D(LNRES) does not Granger Cause D(LNRERR) 0.65078 0.58627 2. Kết quả kiểm định - Kết quả kiểm định cho thấy dự dữ ngoại hối thực sự có tác động tỷ giá hối đoái thực và danh nghĩa khi xem xét mối quan hệ tác động tổng hòa của cả ba yếu tố. Vector Error Correction Estimates Sample (adjusted): 7 60 Included observations: 54 after adjustments Standard errors in ( ) & *, ** có ý nghĩa ở mức 5%,10% Error Correction: D(LNNER) D(LNRES) D(LNNER(-3)) 0.270162** (0.16329) D(LNNER(-5)) 3.030012* (1.33575) D(LNRES(-1)) -0.031405** 0.320098* (0.01881) (0.15440) D(LNRERR(-1)) 0.070294** (0.04387) C 0.043489** (0.02683) R-squared 0.437992 0.336444 Adj. R-squared 0.255339 0.120788 Sum sq. resids 0.004169 0.280892 S.E. equation 0.010209 0.083799 F-statistic 2.397950 1.560096 Log likelihood 179.0406 65.36406 Akaike AIC -6.112616 -1.902373 Schwarz SC -5.596953 -1.386710 Mean dependent 0.008440 0.042850 S.D. dependent 0.011831 0.089370 3. Kiểm định sự phù hợp của mô hình - Phần dư của dlnner là dừng Null Hypothesis: PHANDU_DLNNER has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=3) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.976114 0.0000 Test critical values: 1% level -2.610192 5% level -1.947248 10% level -1.612797 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PHANDU_DLNNER) Method: Least Squares Sample (adjusted): 9 60 Included observations: 52 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PHANDU_DLNNER(- 1) -1.009040 0.144642 -6.976114 0.0000 R-squared 0.487421 Mean dependent var 0.000428 Adjusted R-squared 0.487421 S.D. dependent var 0.010474 S.E. of regression 0.007499 Akaike info criterion -6.929145 Sum squared resid 0.002868 Schwarz criterion -6.891621 Log likelihood 181.1578 Durbin-Watson stat 1.907039 - Phần dư của dlnres là dừng Null Hypothesis: PHANDU_DLNRES has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.737210 0.0000 Test critical values: 1% level -2.610192 5% level -1.947248 10% level -1.612797 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PHANDU_DLNRES) Method: Least Squares Sample (adjusted): 9 60 Included observations: 52 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PHANDU_DLNRES(-1) -1.090051 0.140884 -7.737210 0.0000 R-squared 0.539810 Mean dependent var -0.002045 Adjusted R-squared 0.539810 S.D. dependent var 0.107873 S.E. of regression 0.073178 Akaike info criterion -2.372795 Sum squared resid 0.273107 Schwarz criterion -2.335271 Log likelihood 62.69267 Durbin-Watson stat 1.957609 - Phần dư của dlnrerr là dừng Null Hypothesis: PHANDU_DLNRERR has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=3) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.229772 0.0000 Test critical values: 1% level -2.610192 5% level -1.947248 10% level -1.612797 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(PHANDU_DLNRERR) Method: Least Squares Sample (adjusted): 9 60 Included observations: 52 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. PHANDU_DLNRERR(- 1) -1.005817 0.139122 -7.229772 0.0000 R-squared 0.506127 Mean dependent var -0.000298 Adjusted R-squared 0.506127 S.D. dependent var 0.046925 S.E. of regression 0.032977 Akaike info criterion -3.966982 Sum squared resid 0.055461 Schwarz criterion -3.929459 Log likelihood 104.1415 Durbin-Watson stat 1.974571 Hình: Đồ thị phần dư chuỗi dlnner, dlnres, dlnrerr Kiểm định phần dư cho thấy mô hình xây dựng được là phù hợp. Phụ lục 2.5: Mô hình xem xét tác động của tài khoản vãng lai lên tỷ giá hối đoái 1. Kiểm định tính dừng - Sai phân bậc nhất của cán cân dịch vụ và thu nhập (BSI) là dừng Null Hypothesis: D(BSI) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -13.14783 0.0000 Test critical values: 1% level -2.606163 5% level -1.946654 10% level -1.613122 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(BSI,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 3 59 Included observations: 57 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(BSI(-1)) -1.521533 0.115725 -13.14783 0.0000 R-squared 0.755282 Mean dependent var -9.473860 Adjusted R-squared 0.755282 S.D. dependent var 823.4706 S.E. of regression 407.3627 Akaike info criterion 14.87467 Sum squared resid 9292887. Schwarz criterion 14.91052 Log likelihood -422.9282 Durbin-Watson stat 2.467320 - Sai phân bậc nhất của chuyển giao ròng (CNT) là dừng Null Hypothesis: D(CNT) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.37129 0.0000 Test critical values: 1% level -2.606163 5% level -1.946654 10% level -1.613122 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CNT,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 3 59 Included observations: 57 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(CNT(-1)) -1.301402 0.125481 -10.37129 0.0000 R-squared 0.657617 Mean dependent var -1.894737 Adjusted R-squared 0.657617 S.D. dependent var 375.4799 S.E. of regression 219.7065 Akaike info criterion 13.63985 Sum squared resid 2703173. Schwarz criterion 13.67569 Log likelihood -387.7357 Durbin-Watson stat 2.044925 - Sai phân bậc nhất của cán cân thương mại (TB) là dừng Null Hypothesis: D(TB) has a unit root Exogenous: None Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -8.837899 0.0000 Test critical values: 1% level -2.606163 5% level -1.946654 10% level -1.613122 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(TB,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 3 59 Included observations: 57 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(TB(-1)) -1.167755 0.132130 -8.837899 0.0000 R-squared 0.582387 Mean dependent var 19.48614 Adjusted R-squared 0.582387 S.D. dependent var 1983.603 S.E. of regression 1281.864 Akaike info criterion 17.16741 Sum squared resid 92017816 Schwarz criterion 17.20325 Log likelihood -488.2711 Durbin-Watson stat 1.963911 - Sai phân bậc nhất của tỷ giá hối đoái (EX) là dừng. Null Hypothesis: D(EX) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=0) t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.888700 0.0002 Test critical values: 1% level -3.550396 5% level -2.913549 10% level -2.594521 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(EX,2) Method: Least Squares Sample (adjusted): 3 59 Included observations: 57 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(EX(-1)) -0.602038 0.123149 -4.888700 0.0000 C 82.84076 28.00687 2.957872 0.0046 R-squared 0.302910 Mean dependent var 3.305263 Adjusted R-squared 0.290235 S.D. dependent var 204.2937 S.E. of regression 172.1124 Akaike info criterion 13.16863 Sum squared resid 1629248. Schwarz criterion 13.24032 Log likelihood -373.3060 F-statistic 23.89938 Durbin-Watson stat 2.041432 Prob(F-statistic) 0.000009 - Kiểm định nhân quả Granger Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1 59 Lags: 5 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability D(BSI) does not Granger Cause D(EX) 53 4.68283 0.00173 D(EX) does not Granger Cause D(BSI) 0.81091 0.54856 D(TB) does not Granger Cause D(EX) 53 0.87649 0.50512 D(EX) does not Granger Cause D(TB) 0.10438 0.99071 D(CNT) does not Granger Cause D(EX) 53 0.62954 0.67816 D(EX) does not Granger Cause D(CNT) 0.16968 0.97239 D(TB) does not Granger Cause D(BSI) 53 4.19008 0.00353 D(BSI) does not Granger Cause D(TB) 3.57564 0.00877 D(CNT) does not Granger Cause D(BSI) 53 0.95189 0.45799 D(BSI) does not Granger Cause D(CNT) 1.23943 0.30800 D(CNT) does not Granger Cause D(TB) 53 3.80228 0.00625 D(TB) does not Granger Cause D(CNT) 1.28855 0.28700 Kết quả kiểm định cho thấy tồn tại mối quan hệ trong dài hạn giữa cán cân thu nhập và dịch vụ lên tỷ giá hối đoái; và mối quan hệ nhân quả giữa chuyển giao ròng và cán cân thương mại và dịch vụ. - Kiểm định đồng liên kết Johansen Sample (adjusted): 7 59 Included observations: 53 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: EX BSI TB CNT Lags interval (in first differences): 1 to 5 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesize d Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.446235 68.03826 47.85613 0.0002 At most 1 * 0.371655 36.71443 29.79707 0.0068 At most 2 0.176160 12.08715 15.49471 0.1528 At most 3 0.033699 1.816847 3.841466 0.1777 Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values Kết quả kiểm định cho thấy có 2 mối quan hệ đồng liên kết ở mức ý nghĩa 5%. Từ đây chúng tôi quyết định sử dụng mô hình VECM để xem xét mối quan hệ giữa các biến. - Kết quả ước lượng cho bởi bảng sau Sample (adjusted): 7 59 Included observations: 53 after adjustments Standard errors in ( ) & *,** có ý nghĩa ở mức 5%, 10% Cointegrating Eq: CointEq1 CointEq2 EX(-1) 1.000000 0.000000 BSI(-1) 0.000000 1.000000 CNT(-1) 6.021334* -1.586847* (2.84480) (0.56067) TB(-1) 5.992140* -1.462104* (1.62981) (0.32121) C -15089.14 587.9770 Error Correction: D(EX) D(BSI) D(CNT) D(TB) CointEq1 -0.119186* (0.02883) CointEq2 -0.603178* (0.14439) D(BSI(-1)) 0.337940* -1.116024* (0.15735) (0.39917) D(BSI(-2)) 0.395328* -1.069371* (0.16100) (0.40842) D(BSI(-3)) -0.675065** (0.38485) D(CNT(-1)) -0.357145* -0.641847* (0.14307) (0.24592) D(CNT(-2)) -0.336398* -0.480363** (0.15361) (0.26404) D(CNT(-3)) -0.417055* -1.914329** (0.14508) (0.96137) D(CNT(-4)) -0.273440** -1.929143* (0.13691) (0.90721) D(CNT(-5)) -0.257028* -2.640469* (0.11357) (0.75254) D(TB(-1)) -0.134642* (0.05166) D(TB(-2)) -0.154678* -0.229829* (0.04913) (0.12462) D(TB(-3)) -0.141451* -0.150286** (0.04690) (0.08062) D(TB(-4)) -0.102077* (0.04411) D(TB(-5)) -0.093267* -0.488523* (0.03375) (0.22367) C 161.0437* (43.1009) R-squared 0.733049 0.746735 0.462480 0.769022 Adj. R-squared 0.537285 0.561008 0.068298 0.599638 Sum sq. resids 496305.5 3193888. 1466493. 21793018 S.E. equation 128.6216 326.2866 221.0952 852.3109 F-statistic 3.744558 4.020594 1.173265 4.540112 Log likelihood -317.5371 -366.8749 -346.2482 -417.7642 Akaike AIC 12.85046 14.71226 13.93389 16.63261 Schwarz SC 13.70549 15.56729 14.78893 17.48764 Mean dependent 133.5283 -21.32075 36.56604 -6.452830 S.D. dependent 189.0851 492.4597 229.0555 1347.013 Phụ lục 2.6: Mô hình đo lƣờng tác động của các công cụ lên tỷ giá hối đoái - Kết quả kiểm định Granger Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1 46 Lags: 4 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability D(LNRES) does not Granger Cause D(LNNER) 41 4.44371 0.00572 D(LNNER) does not Granger Cause D(LNRES) 0.38520 0.81757 D(LNDTBB) does not Granger Cause D(LNNER) 41 1.57646 0.20442 D(LNNER) does not Granger Cause D(LNDTBB) 4.71432 0.00418 D(RFRATE) does not Granger Cause D(LNNER) 41 8.65260 7.5E-05 D(LNNER) does not Granger Cause D(RFRATE) 0.80371 0.53191 D(LNGE) does not Granger Cause D(LNNER) 41 1.68470 0.17780 D(LNNER) does not Granger Cause D(LNGE) 1.99763 0.11858 D(LNDTBB) does not Granger Cause D(LNRES) 41 1.26264 0.30497 D(LNRES) does not Granger Cause D(LNDTBB) 0.23757 0.91503 D(RFRATE) does not Granger Cause D(LNRES) 41 0.98061 0.43194 D(LNRES) does not Granger Cause D(RFRATE) 0.80269 0.53254 D(LNGE) does not Granger Cause D(LNRES) 41 4.69676 0.00427 D(LNRES) does not Granger Cause D(LNGE) 0.91785 0.46558 D(RFRATE) does not Granger Cause D(LNDTBB) 41 2.10779 0.10282 D(LNDTBB) does not Granger Cause D(RFRATE) 0.52273 0.71968 D(LNGE) does not Granger Cause D(LNDTBB) 41 1.17222 0.34152 D(LNDTBB) does not Granger Cause D(LNGE) 0.82091 0.52150 D(LNGE) does not Granger Cause D(RFRATE) 41 0.62955 0.64497 D(RFRATE) does not Granger Cause D(LNGE) 0.90625 0.47202 - Kết quả kiểm định Johansen Sample (adjusted): 7 46 Included observations: 40 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: LNNER LNDTBB LNRES RFRATE LNGE Lags interval (in first differences): 1 to 3, 5 to 5 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesize d Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.872352 172.2580 69.81889 0.0000 At most 1 * 0.638937 89.91901 47.85613 0.0000 At most 2 * 0.590395 49.17090 29.79707 0.0001 At most 3 0.275109 13.46838 15.49471 0.0987 At most 4 0.014863 0.598993 3.841466 0.4390 Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values - Kết quả ước lượng mô hình Vector Error Correction Estimates Sample (adjusted): 7 46 Included observations: 40 after adjustments Standard errors in ( ) & *,** có ý nghĩa ở mức 5%, 10% Cointegrating Eq: CointEq1 CointEq2 CointEq3 LNNER(-1) 1.000000 0.000000 0.000000 LNDTBB(-1) 0.000000 1.000000 0.000000 LNRES(-1) 0.000000 0.000000 1.000000 RFRATE(-1) 0.012774* -0.294959* (0.00325) (0.04648) C -9.407188 -17.43729 12.30875 Error Correction: D(LNNER) D(LNDTBB ) D(LNRES) D(RFRATE ) D(LNGE) CointEq1 -0.547992* 2.762624** -41.78006* (0.11425) (1.46076) (14.5602) CointEq2 0.033446* -0.839169* 4.644749* (0.00973) (0.16054) (1.23979) CointEq3 -0.016233* 2.470903* (0.00450) (0.57311) D(LNNER(-1)) 12.02241* (4.33086) D(LNNER(-2)) 9.472485* (3.44846) D(LNNER(-3)) -0.324571** 10.38147* (0.20125) (3.32107) D(LNNER(-5)) 0.410475** 61.56080** (0.24284) (30.9479) D(LNDTBB(-1)) -0.022522** 0.473315* -4.944643* (0.01376) (0.22712) (1.75395) D(LNDTBB(-2)) -0.023638** 0.548907* -5.118508* (0.01228) (0.20263) (1.56483) D(LNDTBB(-3)) -0.043173* 0.391743* -4.287253* (0.01168) (0.14937) (1.48886) D(LNDTBB(-5)) -0.034986* -0.529938* 3.096435** (0.01374) (0.22674) (1.75106) D(LNRES(-2)) -7.116926** (3.68981) D(LNRES(-3)) 0.043972* -0.748605* 4.339539** (0.01834) (0.30264) (2.33715) D(RFRATE(-1)) 0.039531* 0.342940* (0.01829) (0.14123) D(RFRATE(-5)) -0.002765* -0.243427** (0.00103) (0.13161) D(LNGE(-1)) 1.418686* -0.940643* (0.57477) (0.38724) D(LNGE(-2)) 1.110210* -0.690355* (0.46964) (0.31641) D(LNGE(-3)) 1.273303* -5.049168* -0.649707* (0.40050) (3.09290) (0.26983) C 0.152690** -8.647018* (0.09300) (1.53475) [ 1.64181] [-5.63417] R-squared 0.913123 0.847886 0.847498 0.936135 0.805389 Adj. R-squared 0.757986 0.576254 0.575174 0.822091 0.457869 Sum sq. resids 0.000372 0.101341 0.060834 6.043907 0.046000 S.E. equation 0.005156 0.085080 0.065919 0.657045 0.057321 F-statistic 5.885910 3.121452 3.112093 8.208526 2.317532 Log likelihood 174.9457 62.80540 73.01228 -18.96097 78.60247 Akaike AIC -7.447284 -1.840270 -2.350614 2.248048 -2.630124 Schwarz SC -6.349513 -0.742498 -1.252842 3.345820 -1.532352 Mean dependent 0.006894 0.044176 0.033938 0.065000 0.042327 - Đồ thị phần dư của mô hình cho thấy tất cả phần dư của các chuỗi số liệu đều dừng thể hiện sự phù hợp của mô hình Phụ lục 2.7: Mô hình xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá và lạm phát 1. “Xây dựng mô hình xác định nhân tố gây lạm phát tại Việt Nam” – TS.Phạm Thế Anh – 2008 Nguồn: 0:xac-nh-cach-nhan-t-gay-lm-phat-ti-vit-nam-ts-phm-th-nh&catid=30:the- community&Itemid=71 Chúng tôi xây dựng một mô hình lý thuyết đơn giản về các nhân tố xác định lạm phát. Mục tiêu chính của mô hình này là nhằm phân tích tác động của các biến số khác nhau đến lạm phát ở Việt Nam. Về mặt lý thuyết, lạm phát có thể bị tác động bởi nhiều yếu tố khác nhau bao gồm: - Thặng dư cầu về hàng hóa và dịch vụ từ khu vực tư nhân - Thặng dư cầu về các nhân tố sản xuất - Thặng dư lượng tiền trong lưu thông dẫn đến thặng dư tổng cầu - Thâm hụt tài khóa - Cú sốc từ thế giới bên ngoài ảnh hưởng đến tỉ giá và xuất nhập khẩu - Các yếu tố thuộc phía cung như năng suất lao động, chi phí đầu vào và hành vi thiết lập giá của doanh nghiệp - Các nhân tố khác như chiến tranh, cú sốc giá cả hàng hóa đầu vào trên thế giới, sự kiểm soát giá cả. Ngoài ra, các yếu tố phi kinh tế khác như vai trò của thể chế, môi trường chính trị, văn hóa… cũng có thể ảnh hưởng đến lạm phát. Tóm lại, các nhà kinh tế có thể chia các nhân tố xác định lạm phát thành bốn nhóm chính. Thứ nhất, đó là nhóm các nhân tố ảnh hưởng đến tổng cầu ví dụ như thặng dư cung tiền và thâm hụt tài khóa. Thứ hai, đó là nhóm các cú sốc thực hay cú sốc tổng cung ví dụ như sự mất giá của đồng nội tệ, sự gia tăng của tiền lương, lãi suất, thuế, và giá cả các yếu tố đầu vào. Thứ ba, đó là nhóm các yếu tố ảnh hưởng đến sự cứng nhắc của giá cả ví dụ như kì vọng, sự chậm thay đổi của giá cả và tiền lương do hành vi thiết lập giá,… Và cuối cùng là nhóm các yếu tố thể chế. Trong một nền kinh tế thực, lạm phát có thể xảy ra do ảnh hưởng hỗn hợp của các nhân tố kể trên. Mô hình lý thuyết chúng tôi trình bày dưới đây chủ yếu dựa trên các nghiên cứu về lạm phát ở các nền kinh tế chuyển đổi ví dụ như Kim (2001) và Lissovolik (2003). Do sự hạn chế về số liệu phản ánh các cú sốc cung như tiền lương, năng suất lao động, giá cả các yếu tố đầu vào, nên mô hình chúng tôi xây dựng ở đây chủ yếu xem xét vai trò các yếu tố ảnh hưởng đến tổng cầu. Xuất phát điểm của mô hình này chính là mô hình IS – LM chuẩn cho một nền kinh tế nhỏ mở. Lý thuyết kinh tế cho chúng ta biết, tại một thời điểm bất kì, mức giá chung của nền kinh tế (thể hiện qua chỉ số giá tiêu dùng CPI) là trung bình có trọng số của giá cả các hàng hóa thương mại (có trao đổi với thế giới bên ngoài) và giá cả hàng hóa phi thương mại (chỉ bán trong nước). 𝑝𝑡 = ∅𝑝𝑡 𝑡 + 1− ∅ 𝑝𝑡 𝑛 (1) trong đó 𝑝𝑡 là mức giá chung, 𝑝𝑡 𝑡 là giá cả hàng hóa thương mại, 𝑝𝑡 𝑛 là giá cả hàng hóa phi thương mại, và ∅ là tỉ trọng của hàng hóa thương mại trong giỏ hàng tiêu dùng. Giá cả hàng hóa thương mại của một nền kinh tế nhỏ mở được quyết định bởi thị trường thế giới và phụ thuộc vào giá cả ở nước ngoài, 𝑝𝑡 𝑡 và tỉ giá hối đoái Ex. Sự gia tăng của giá cả nước ngoài và sự lên giá của đồng nội tệ sẽ dẫn đến sự gia tăng giá cả trong nước do vậy ta có: 𝑝𝑡 𝑡 = 𝑝𝑡 𝑓 + 𝑒𝑥 (2) Giá cả của hàng hóa phi thương mại phụ thuộc vào thị trường tiền tệ trong nước với giả định rằng cầu về hàng hóa phi thương mại biến động cùng chiều với tổng cầu của nền kinh tế. Do vậy giá cả của hàng hóa phi thương mại được xác định bởi điều kiện cân bằng của thị trường tiền tệ, tức là khi cung tiền thực tế, (mt - pt), bằng với cầu tiền thực tế, (𝑚𝑡 𝑑 – pt): 𝑝𝑡 𝑛 = 𝛿(𝑚𝑡 − (𝑚𝑡 𝑑 − 𝑝𝑡) (3) trong đó 𝛿 là tham số phản ánh mối quan hệ giữa tổng cầu và cầu về hàng hóa phi thương mại. Hàm cầu tiền được xác định như sau: 𝑚𝑡 𝑑 − 𝑝𝑡 =∝ +𝛽𝑦𝑡 − 𝛾𝑟𝑡 (4) trong đó 𝛽, 𝛾 lần lượt là hệ số co dãn của cầu tiền thực tế theo thu nhập thực tế và lợi tức kì vọng. Thay phương trình (4) vào phương trình (3) chúng ta có: 𝑝𝑡 𝑛 = 𝛿(𝑚𝑡 − 𝛼 + 𝛽𝑦𝑡 + 𝛾𝑟𝑡 ) (5) Cuối cùng, thay các phương trình (2) và (5) vào phương trình (1) chúng ta thu được hàm phản ánh mức giá chung của nền kinh tế như sau: 𝑝𝑡 = 𝑓(𝑚𝑡 ,𝑝𝑡 𝑓 ,𝑦𝑡 , 𝑟𝑡 ,𝑒𝑥) (6) Phương trình này cho chúng ta thấy mức giá chung của nền kinh tế sẽ phụ thuộc vào cung tiền, giá cả thế giới, thu nhập thực tế, lãi suất và tỉ giá hối đoái. Các biến trễ có thể được đưa vào để phản ánh sự chậm điều chỉnh hay tính cứng nhắc của giá cả. 2. Kiểm định tính dừng Hình: Chuỗi thời gian – logarit Hình:Chuỗi thời gian – sai phân bậc nhất và bậc 2 - Kết quả kiểm định ADF được cho bởi bảng sau: Biến số Thống kê kiểm định ADF t-stat AIC SIC Log likelihood LnEx -0.970823 -6.108059 -6.005133 192.3498 LnM2 -1.181216 -2.599338*** -2.350664 82.38081 LnY 0.586683 -3.781689 -3.570414 117.5598 LnRice -0.813943 -1.293693 -1.225657 42.75132 LnP 2.352200 -5.460807 -5.212133 165.3634 Rate 2.268131 3.222727 3.361145 -94.29316 dlnEx -4.737290* -6.124469 -6.055851 191.8585 dlnM2 -5.015828* -2.60683 -2.393681 81.59808 dlnY -3.342490** -3.809114 -3.633052 117.3689 dlnRice -6.580947* -1.294089 -1.225472 42.11677 dlnP -2.126246 -5.428416 -5.177515 161.7099 dRate -6.725745 3.276350 3.380163 -96.92866 d2lnY -22.96271* -3.654963 -3.514113 111.8214 d2lnP -4.959800* -5.611184 -5.156637 155.0852 *,**,*** có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5%, 10% Bảng: Thống kê kiểm định ADF của chuỗi số liệu mô hình mối quan hệ giữa tỷ giá và lạm phát 3. Kiểm định tự tương quan các biến sau khi đã lấy sai phân nhằm giúp xác định khoảng trễ phù hợp Hình: Kiểm định tự tương quan chuối sai phân dữ liệu 4. Kết quả kiểm định mối quan hệ trong dài hạn - Kiểm định Granger theo PPP Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1 64 Lags: 2 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability DLNEX does not Granger Cause D2LNP 60 0.28261 0.75490 D2LNP does not Granger Cause DLNEX 0.18013 0.83565 DLNRICE does not Granger Cause D2LNP 60 1.00860 0.37137 D2LNP does not Granger Cause DLNRICE 0.83390 0.43977 DLNRICE does not Granger Cause DLNEX 61 1.02090 0.36688 DLNEX does not Granger Cause DLNRICE 1.71463 0.18935 Bảng 2.3: Kết quả kiểm định đồng kết hợp PPP theo Engle-Granger - Kiểm định Granger về sức cầu Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1 64 Lags: 5 Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability D2LNY does not Granger Cause D2LNP 57 0.33185 0.89111 D2LNP does not Granger Cause D2LNY 2.13631 0.07785 DLNM2 does not Granger Cause D2LNP 57 3.68199 0.00693 D2LNP does not Granger Cause DLNM2 1.13563 0.35523 DRATE does not Granger Cause D2LNP 57 0.90057 0.48888 D2LNP does not Granger Cause DRATE 3.15469 0.01568 DLNM2 does not Granger Cause D2LNY 57 1.60211 0.17850 D2LNY does not Granger Cause DLNM2 1.99722 0.09684 DRATE does not Granger Cause D2LNY 57 1.27965 0.28896 D2LNY does not Granger Cause DRATE 2.65619 0.03430 DRATE does not Granger Cause DLNM2 58 2.00136 0.09577 DLNM2 does not Granger Cause DRATE 3.17148 0.01508 Bảng 2.4: Kết quả kiểm định đồng kết hợp hàm cầu theo Engle-Granger - Kết quả kiểm định Johansen Sample (adjusted): 9 64 Included observations: 56 after adjustments Trend assumption: Linear deterministic trend Series: D2LNP D2LNY DLNM2 DRATE Lags interval (in first differences): 1 to 5 Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05 No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.527046 76.39401 47.85613 0.0000 At most 1 * 0.286229 34.46365 29.79707 0.0135 At most 2 * 0.193493 15.58087 15.49471 0.0485 At most 3 0.061232 3.538470 3.841466 0.0600 Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values 4. Kết quả kiểm định mô hình xem xét mối quan hệ tác động của tỷ giá lên lạm phát Dependent Variable: D2LNP Method: Least Squares Sample (adjusted): 9 64 Included observations: 56 after adjustments Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D2LNP(-2) -0.500937 0.085524 -5.857294 0.0000 D2LNP(-3) -0.511231 0.113602 -4.500185 0.0000 D2LNP(-5) -0.327066 0.098135 -3.332806 0.0018 DLNRICE 0.088661 0.013011 6.814433 0.0000 DLNM2(-2) -0.077435 0.022397 -3.457311 0.0012 DLNM2(-4) 0.054321 0.026931 2.017047 0.0498 DLNEX(-1) 0.276243 0.127861 2.160485 0.0362 DLNEX(-5) -0.289293 0.151219 -1.913076 0.0623 DLNEX(-7) 0.289647 0.154256 1.877697 0.0671 R-squared 0.753010 Mean dependent var 0.000502 Adjusted R-squared 0.691263 S.D. dependent var 0.019691 S.E. of regression 0.010941 Akaike info criterion -6.005201 Sum squared resid 0.005267 Schwarz criterion -5.571197 Log likelihood 180.1456 F-statistic 12.19501 Durbin-Watson stat 2.559119 Prob(F-statistic) 0.000000 Hình: Lạm phát thực tế, lạm phát theo mô hình và sai số Phụ lục 2.8: Mô hình xem xét mối quan hệ giữa tỷ giá và xuất nhập khẩu 1. Mô hình tỷ giá và xuất khẩu Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate 1 ,888(a) ,789 ,784 2370,905359 a Predictors: (Constant), TGHD Coefficients(a) Mode l Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant ) -49559,832 4452,626 -11,130 ,000 TGHD 3,688 ,281 ,888 13,104 ,000 a Dependent Variable: XK 2. Mô hình tỷ giá và nhập khẩu: Model Summary Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate 1 ,863(a) ,744 ,738 3366,125918 a Predictors: (Constant), TGHD Coefficients(a) Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. B Std. Error Beta 1 (Constant ) -62538,113 6321,677 -9,893 ,000 TGHD 4,620 ,400 ,863 11,563 ,000 a Dependent Variable: NK Phụ lục 2.9: Bảng tóm tắt kết quả các mô hình ƣớc lƣợng Mô hình Biến Kết quả ƣớc lƣợng Mối quan hệ giữa lạm phát, lãi suất, thu nhập lên tỷ giá hối đoái - Tỷ giá danh nghĩa - Lạm phát - Lãi suất - Thu nhập - Lãi suất có mối tương quan nghịch chiều với tỷ giá hối đoái. - Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát là mối quan hệ đa chiều - Thu nhập có mối quan hệ nghịch chiều đến tỷ giá hối đoái Kiểm định sự can thiệp của Chính phủ vào tỷ giá thông qua mô hình ngang giá lãi suất - Tỷ giá giao ngay USD/VND - Tỷ giá kỳ hạn 90 ngày USD/VND - Lãi suất tiền gửi 3 tháng trong nước - Lãi suất thương mại 3 tháng của Mỹ - Ngang giá lãi suất không tồn tại ở Việt Nam - Sự can thiệp của Chính phủ (mà cụ thể là NHNN) vào tỷ giá là rất lớn, biểu hiện qua việc tỷ giá được kiểm soát khá chặt chẽ. Mối quan hệ tác động của tỷ giá thị trường chợ đen đến thị trường chính thức - Tỷ giá chính thức USD/VND - Tỷ giá thị trường chợ đen USD/VND Chỉ có 18,34% sự biến động trong tỷ giá chính thức là được giải thích bởi mối quan hệ tuyến tính với tỷ giá thị trường chợ đen ở độ trễ là 1. Điều này cho thấy, trong ngắn hạn, chính sách tỷ giá của NHNN tại Việt Nam ít chịu ảnh hưởng của tỷ giá thị trường chợ đen. Mối quan hệ tác động của dự trữ ngoại hối lên tỷ giá hối đoái - Tỷ giá danh nghĩa - Dự trữ ngoại hối - Tỷ giá thực - Những bằng chứng thực nghiệm cho thấy rằng có mối liên hệ trong dài hạn giữa dự trữ ngoại hối và tỷ giá hối đoái (thực và danh nghĩa) khi xem xét mối quan hệ tác động của cả 3 yếu tố này. - Trong điều kiện thực tế tại Việt Nam thì dự trữ ngoại thực sự có tác động lên tỷ giá danh nghĩa theo mối quan hệ nghịch sau 1 kỳ quan sát. Điều này chứng tỏ việc NHNN sử dụng công cụ dự trữ ngoại hối nhằm hạn chế sự mất giá của đồng nội tệ; đồng thời điều này sẽ tác động làm cho tỷ giá thực tăng lên. Mối quan hệ tác động của tài khoản vãng lai lên - Tỷ giá danh nghĩa - Cán cân thương mại - Có 53,73% sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái là được giải thích bởi sự thay đổi trong tài khoản vãng lai. Trong đó, yếu tố tác động mạnh mẽ nhất đến tỷ giá hối đoái danh nghĩa là chuyển tỷ giá - Cán cân hàng hóa dịch vụ (phi thương mại) và thu nhập - Chuyển giao ròng giao ròng và cán cân thương mại. - Tất cả các tham số của cán cân thương mại và chuyển giao ròng cho thấy sự tương quan nghịch chiều với tỷ giá hối đoái Đo lường tác động của các công cụ điều hành tỷ giá - Tỷ giá danh nghĩa - Lãi suất tái cấp vốn - Lãi suất t-bill - Dự trữ bắt buộc - Dự trữ ngoại hối - Chi tiêu Chính phủ - Giá gạo - Giá vàng - Sự thay đổi của tỷ giá hối đoái chịu ảnh hưởng mạnh mẽ nhất từ công cụ dự trữ bắt buộc. - Dự trữ ngoại hối sẽ phát huy tác dụng sau 3 kỳ quan sát; một sự sụt giảm của dự trữ ngoại hối đồng nghĩa với việc NHNN can thiệp trên thị trường để hạn chế sự mất giá đồng nội tệ sẽ có tác dụng làm giảm tỷ giá danh nghĩa. - Công cụ lãi suất tái cấp vốn cũng có ý nghĩa tác động đến tỷ giá hối đoái; tuy nhiên, thời gian để công cụ này phát huy tác dụng lại khá dài (sau 5 kỳ quan sát) Mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá - Tỷ giá danh nghĩa - CPI - Tổng thu nhập - Lãi suất tiền gửi - Giá gạo - Cung tiền M2 - Kết quả ước lượng cho thấy sự thay đổi của cung tiền có tác mạnh đến lạm phát. Do vậy những chính sách mở rộng cung tiền và tín dụng nhằm mục tiêu kích cầu cần phải thực hiện với sự cẩn trọng lớn và có cái nhìn dài hạn - Biến lãi suất cho thấy sự phản ứng chậm chạp của chính sách tiền tệ trong giai đoạn này đối với lạm phát. - Một kết luận khá quan trọng đó chính là ảnh hưởng mạnh mẽ của tỷ giá hối đoái đến lạm phát Tác động của tỷ giá lên xuất nhập khẩu - Tỷ giá danh nghĩa - Giá trị xuất khẩu - Giá trị nhập khẩu - Từ mô hình chúng ta có thể thấy được sự thay đổi của tỷ giá có tác động đến giá trị xuất, nhập khẩu. + 1 đồng tăng lên trong tỷ giá hối đoái có thể khiến xuất khẩu tăng 3,688 tỷ USD + 1 đồng tăng lên trong tỷ giá hối đoái có thể khiến nhập khẩu tăng 4,620 tỷ USD. Phụ lục 2.10: Bảng số liệu M2 LS tiền gửi CPI (2005) USD/VND danh nghĩa Giá dầu Giá gạo GDP Dự trữ ngoại hối Cán cân thƣơng mại Cán cân phi thƣơng mại Chuyển giao ròng Đơn vị tỷ đồng % % đồng USD/thùng USD/tấn tỷ đồng tỷ USD tỷ USD tỷ USD tỷ USD Q1 1995 23449.9 16.5 64.7 11051.0 17.2 281.3 50356.2 948.3 Q2 1995 23276.8 15.6 67.1 11049.7 18.2 298.4 54934.1 1103.4 Q3 1995 23786.3 15.0 68.1 11039.0 16.4 348.7 59511.9 1320.4 Q4 1995 26240.0 14.3 68.5 11013.3 17.0 354.8 64089.8 1320.4 Q1 1996 25891.1 13.3 70.7 11013.7 18.3 364.6 59848.1 1587.0 -754.0 -113.0 69.0 Q2 1996 26488.7 13.0 71.4 11014.3 19.5 333.2 65288.9 1584.8 -1063.0 -95.0 512.0 Q3 1996 29644.2 12.1 70.4 11019.0 20.6 340.6 70729.6 1697.2 -551.0 -48.0 202.0 Q4 1996 32851.8 11.5 71.1 11083.3 23.1 313.8 76170.4 1718.8 -407.0 -189.0 417.0 Q1 1997 32424.7 10.0 73.1 11293.7 21.1 342.1 68997.3 1818.7 -522.0 -180.0 217.0 Q2 1997 34018.5 9.1 72.7 11656.0 18.5 315.7 75269.8 1951.3 -391.0 -258.0 232.0 Q3 1997 37422.7 7.5 73.0 11688.7 18.7 291.7 81542.2 2131.8 -170.0 -274.0 236.0 Q4 1997 39783.0 7.5 73.9 12095.0 18.8 260.3 87814.7 1973.1 -164.0 -454.0 200.0 Q1 1998 39961.3 9.0 76.2 12633.7 14.2 295.2 79423.5 1871.1 -115.0 -289.0 224.0 Q2 1998 38215.4 9.4 78.3 12983.7 13.3 320.2 86643.8 1920.7 -542.0 -221.0 287.0 Q3 1998 40767.1 9.3 79.1 13555.0 13.0 322.7 93864.2 1938.1 -119.0 -402.0 276.0 Q4 1998 45206.0 9.3 80.4 13899.7 11.9 283.7 101084.5 1999.7 -213.0 -295.0 335.0 Q1 1999 43645.5 9.1 83.0 13888.7 11.6 279.3 99690.1 2145.8 -17.0 -146.0 263.0 Q2 1999 45184.7 8.9 82.3 13910.3 16.0 244.8 99898.0 2390.2 223.0 -8.0 236.0 Q3 1999 49137.0 7.4 81.3 13960.3 20.4 246.6 100342.6 2842.5 464.0 -205.0 290.0 Q4 1999 68360.1 4.2 80.3 14013.3 23.8 225.2 100593.6 3324.7 302.0 -617.0 392.0 Q1 2000 71278.7 3.6 81.6 14053.3 26.6 239.8 109587.8 3589.3 89.0 -92.0 435.0 Q2 2000 74370.4 3.6 80.3 14075.0 26.8 204.5 109767.0 3531.4 -43.0 -384.0 286.0 Q3 2000 78097.7 3.5 79.4 14119.7 29.9 185.4 110780.1 3537.7 434.0 -452.0 309.0 Q4 2000 90989.0 3.9 79.9 14423.0 29.7 185.1 113110.3 3416.2 -105.0 -73.0 702.0 Q1 2001 90983.9 5.2 80.5 14547.7 26.1 182.2 118873.3 3329.0 291.0 -209.0 476.0 Q2 2001 94396.9 5.0 79.7 14643.3 26.7 164.7 119654.5 3424.0 263.0 -185.0 250.0 Q3 2001 100038.0 5.2 79.6 14658.3 25.2 170.5 119777.1 3681.0 452.0 -415.0 256.0 Q4 2001 112408.0 5.8 80.1 15051.3 19.3 173.4 122988.4 3660.0 -525.0 -240.0 268.0 Q1 2002 115491.0 5.9 82.5 15164.7 20.9 191.6 132934.2 3888.0 -205.0 -364.0 381.0 Q2 2002 114594.0 6.4 82.9 15253.3 25.2 196.6 133710.8 3795.0 -231.0 -336.0 422.0 Q3 2002 116232.0 6.7 83.0 15323.7 26.9 193.1 134328.0 3838.0 16.0 -435.0 373.0 Q4 2002 125329.0 6.8 83.7 15376.3 26.7 186.0 134789.1 4121.0 -634.0 -336.0 745.0 Q1 2003 127774.0 6.9 85.7 15426.0 31.3 198.5 152534.1 5417.0 -275.2 -466.0 471.0 Q2 2003 134326.0 7.0 85.9 15472.0 26.5 198.9 152989.0 6330.0 -990.9 -494.0 394.0 Q3 2003 136199.0 6.6 85.4 15522.0 28.4 199.6 153483.4 6081.0 -407.1 -481.0 675.0 Q4 2003 157025.0 6.0 85.9 15618.3 29.4 200.9 154432.6 6222.0 -907.9 -148.0 699.0 Q1 2004 159601.0 6.0 89.4 15717.3 32.1 220.4 178500.8 6277.0 -177.9 -495.0 872.0 Q2 2004 167168.0 6.0 92.0 15735.0 35.6 249.7 178701.8 6392.0 -802.1 -673.0 688.0 Q3 2004 175631.0 6.2 93.7 15750.7 40.6 248.3 178872.2 6733.0 -299.1 -530.0 770.0 Q4 2004 197989.0 6.5 94.3 15781.0 42.7 264.8 178508.8 7041.0 -1007.9 -65.0 763.0 Q1 2005 194333.0 6.5 97.5 15808.7 46.1 291.9 209138.6 7923.0 -804.0 -273.8 988.0 Q2 2005 195339.0 7.2 99.4 15842.0 50.8 293.8 209579.2 7864.0 -1519.6 -201.2 802.0 Q3 2005 201032.0 7.3 100.7 15878.0 60.0 283.2 210055.4 8608.0 -71.1 -189.2 655.0 Q4 2005 242002.0 7.5 102.4 15907.0 56.5 282.3 210439.1 9049.7 -44.5 -836.8 935.0 Q1 2006 241718.0 7.6 105.6 15920.7 61.0 292.9 242445.7 10741.1 514.0 -578.1 1130.0 Q2 2006 238276.0 7.6 106.7 15964.0 68.3 301.8 243105.1 11291.9 -1527.0 -37.0 715.0 Q3 2006 236480.0 7.7 108.0 16015.3 68.8 312.9 243886.3 11903.5 -690.0 -571.6 632.0 Q4 2006 292215.0 7.7 109.2 16077.0 59.0 306.5 244825.9 13382.5 -1072.6 -250.5 1572.0 Q1 2007 317329.0 7.7 112.5 16022.3 57.2 318.6 284460.0 18316.4 -1182.0 -556.2 1564.0 Q2 2007 334442.0 7.6 114.6 16070.0 66.1 323.1 285306.8 20790.3 -2353.9 -1098.9 1774.0 Q3 2007 352754.0 7.4 117.3 16205.8 73.6 331.3 287717.8 22573.7 -2352.2 -603.1 1473.0 Q4 2007 435168.0 7.3 120.9 16122.3 87.6 356.6 286235.4 23471.8 -4550.0 -686.8 1619.0 Q1 2008 396105.0 9.1 130.9 16059.3 95.5 515.8 365726.0 26434.7 -6990.0 -1052.0 1898.0 Q2 2008 342095.0 13.8 142.7 16109.7 121.1 953.0 366873.8 22254.0 -4459.0 -1066.4 1976.0 Q3 2008 321840.0 17.0 149.8 16503.3 115.5 752.7 375837.5 23847.3 -241.0 -454.0 1594.0 Q4 2008 433318.0 11.0 149.4 16536.7 56.1 579.3 376575.3 23882.0 -1092.0 -2743.6 1843.0 Q1 2009 462334.0 6.9 151.3 16974.0 44.2 624.8 412384.2 23006.6 2327.8 -1218.0 1548.0 Q2 2009 507846.0 7.3 152.2 16941.7 59.2 555.5 411599.5 20253.0 -2652.7 -874.0 1561.0 Q3 2009 515540.0 7.9 153.4 16971.0 68.2 597.6 412311.3 18344.5 -3653.7 -1073.0 1618.0 Q4 2009 565213.0 9.5 156.2 17373.7 75.5 579.5 431528.7 16027.4 -4327.7 -1093.0 1721.0 Q1 2010 520493.0 10.3 162.6 18242.7 77.0 574.3 450548.7 13447.4 -2239.3 -1579.0 2051.0 Q2 2010 548344.0 11.1 165.1 18544.0 78.1 477.8 473799.2 13724.7 -1534.7 -866.0 1835.0 Q3 2010 563539.0 12.1 166.6 18733.0 75.5 492.5 483712.6 13694.4 -733.0 -1388.0 2170.0 Q4 2010 553459.0 14.1 173.2 18932.0 85.4 537.7 483712.6 Thời gian Lãi suất VND (%/3 tháng) Lãi suất USD (%/3 tháng) Tỷ giá kỳ hạn VND/USD Tỷ giá giao ngay VND/USD Xuất khẩu (tỷ USD) Nhập khẩu (tỷ USD) Q1 1999 2.49 1.20 14145 13888.700 2198.000 2435.000 Q2 1999 2.28 1.22 14175 13910.300 2896.000 2912.000 Q3 1999 1.68 1.31 14238 13960.300 3100.000 2908.000 Q4 1999 1.35 1.46 14273 14013.300 3346.000 3369.000 Q1 2000 1.35 1.47 14308 14053.300 3111.000 3358.000 Q2 2000 1.35 1.60 14177 14075.000 3495.000 3931.000 Q3 2000 1.35 1.62 14037 14119.700 3945.000 3911.000 Q4 2000 1.8 1.61 14608 14423.000 3896.000 4438.000 Q1 2001 1.5 1.28 14640 14547.700 3628.000 3624.000 Q2 2001 1.5 1.00 14941 14643.300 3973.000 4206.000 Q3 2001 1.71 0.82 15228 14658.300 3932.000 3795.000 Q4 2001 1.65 0.50 15310 15051.300 3494.000 4538.000 Q1 2002 1.8 0.45 15479 15164.700 3252.000 3801.000 Q2 2002 1.8 0.45 15551 15253.300 4120.000 4972.000 Q3 2002 1.89 0.43 15577 15323.700 4574.000 5067.000 Q4 2002 1.95 0.36 15634 15376.300 4758.000 5894.000 Q1 2003 2.01 0.31 15675 15426.000 4700.000 5528.000 Q2 2003 2.01 0.28 15731 15472.000 5070.000 6612.000 Q3 2003 2.01 0.26 15790 15522.000 5159.000 6256.000 Q4 2003 1.89 0.26 15881 15618.300 5213.000 6798.000 Q1 2004 1.8 0.25 15960 15717.300 5501.000 6322.000 Q2 2004 1.86 0.29 15959 15735.000 6512.000 7922.000 Q3 2004 1.86 0.41 15986 15750.700 7099.000 8268.000 Q4 2004 1.86 0.54 15985 15781.000 6872.000 8958.000 Q1 2005 1.86 0.67 16024 15808.700 6687.000 7881.000 Q2 2005 1.89 0.78 16050 15842.000 7578.000 9642.000 Q3 2005 1.88 0.90 16058 15878.000 8972.000 9353.000 Q4 2005 1.88 1.03 16140 15907.000 8489.000 9532.000 Q1 2006 1.90 1.16 16149 15920.700 8910.700 8832.200 Q2 2006 1.90 1.26 16187 15964.000 9927.500 11883.100 Q3 2006 1.91 1.30 16235 16015.300 10634.100 12103.500 Q4 2006 1.91 1.30 16295 16077.000 10133.200 11591.100 Q1 2007 1.92 1.30 16238 16022.300 10565.000 12277.000 Q2 2007 1.90 1.30 16287 16070.000 11901.000 14783.000 Q3 2007 1.86 1.28 16432 16205.800 12319.000 15537.000 Q4 2007 1.82 1.11 16355 16122.300 13528.000 18100.000 Q1 2008 2.28 0.69 16332 16059.300 13238.400 21535.300 Q2 2008 3.45 0.52 16434 16109.700 17385.100 23400.200 Q3 2008 4.25 0.53 16850 16503.300 18026.700 19578.100 Q4 2008 2.75 0.37 16828 16536.700 14035.000 16200.200 Q1 2009 1.72 0.10 17233 16974.000 14285.500 12854.100 Q2 2009 1.83 0.06 17205 16941.700 13572.300 17415.800 Q3 2009 1.98 0.06 17240 16971.000 14024.900 18813.400 Q4 2009 2.38 0.04 17663 17373.700 15213.600 20865.400 Q1 2010 2.57 0.04 18546 18242.700 14346.000 17775.000 Q2 2010 2.78 0.07 18857 18544.000 17962.300 20735.400 Q3 2010 3.03 0.06 19059 18733.000 18984.000 21232.000 Q4 2010 3.53 0.06 19283 18,932.000 24873.58 20665.61 Thời gian Tỷ giá chính thức Tỷ giá chợ đen M1 2007 16061.000 16125.000 M2 2007 15994.000 16089.000 M3 2007 16012.000 16125.000 M4 2007 16039.000 16126.000 M5 2007 16062.000 16300.000 M6 2007 16109.000 16189.000 M7 2007 16139.000 16085.000 M8 2007 16240.000 16152.000 M9 2007 16238.500 16189.000 M10 2007 16109.000 16081.200 M11 2007 16141.000 16036.562 M12 2007 16117.000 16025.735 M1 2008 16104.000 15904.827 M2 2008 16070.000 15806.225 M3 2008 16004.000 15825.825 M4 2008 15960.000 16162.180 M5 2008 16022.000 16499.548 M6 2008 16347.000 16851.192 M7 2008 16507.000 16851.192 M8 2008 16495.000 16612.214 M9 2008 16508.000 16614.900 M10 2008 16517.000 16701.657 M11 2008 16493.000 17268.500 M12 2008 16600.000 17313.775 M1 2009 16973.000 17609.265 M2 2009 16976.000 17644.125 M3 2009 16973.000 17688.183 M4 2009 16938.000 18029.250 M5 2009 16938.000 18206.625 M6 2009 16949.000 18280.217 M7 2009 16961.000 18469.935 M8 2009 16968.000 18373.571 M9 2009 16984.000 18305.000 M10 2009 17002.000 18384.091 M11 2009 17177.000 19144.524 M12 2009 17942.000 19472.000 M1 2010 17941.000 19485.000 M2 2010 18243.000 19500.000 M3 2010 18544.000 19345.000 M4 2010 18544.000 19150.000 M5 2010 18544.000 19091.000 M6 2010 18544.000 19074.333 M7 2010 18544.000 19146.419 M8 2010 18723.000 19336.000 M9 2010 18932.000 19554.286 M10 2010 18932.000 19925.000 M11 2010 18932.000 20225.000 M12 2010 18932.000 19890.000 Phục lục 2.11: Phƣơng pháp tính REER REER là mức độ biến thiên của giá trị thực của đồng nội tệ so với năm cơ sở, đồng thời là tỷ giá mục tiêu cho năm (t), chỉ số này được tính dựa theo: Một năm cơ sở (base). Chỉ số tỷ giá danh nghĩa. Chỉ số giá cả theo CPI. Tỷ trọng thương mại của các đối tác thương mại. Công thức như sau: Trong đó: : tỷ giá VND và đồng tiền nước i năm cơ sở (1 ngoại tệ bằng bao nhiêu VND). : tỷ giá VND và đồng tiền nước i năm t (1 ngoại tệ bằng bao nhiêu VND). : chỉ số giá của đối tác thương mại i năm t. : chỉ số giá của Việt Nam năm t. : tỷ trọng thương mại của đối tác thương mại i năm t. Phụ lục 2.12: Thống kê kết quả khảo sát Tháng 1/2011 Tháng /2011 Bình quân 1. Nhân tố nào sau đây là nguyên nhân khiến ông (bà) quyết định mua ngoại tệ (có thể chọn nhiều đáp án) 35 80 115 Mọi người mua, mình cũng mua 18 51.43 % 35 43.75 % 53 46.09 % Mua vì tôi kỳ vọng tỷ giá sẽ tăng trong ngắn hạn 10 28.57 % 7 8.75 % 17 14.78 % Tôi mua để tiết kiệm và đa dạng hoá danh mục 3 8.57 % 25 31.25 % 28 24.35 % Mua phục vụ hoạt động của doanh nghiệp 4 11.43 % 13 16.25 % 17 14.78 % Lý do khác 2 5.71 % 3 3.75 % 5 4.35 % 35 80 115 2. Ông (bà) có cho rằng biến động tỷ giá hối đoái tự do phản ánh chính xác tình hình vĩ mô Trong ngày Dưới 6 tháng Trên 6 tháng Có 5 5% 67 61% 94 85% Không 105 95% 43 39% 16 15% 110 110 110 3. Hãy chọn một nhân tố mà theo bạn tỷ giá hối đoái chịu tác động nhiều nhất ứng với phạm vi tác động tương ứng Trong ngày dưới 6 tháng Trên 6 tháng Hiệu ứng mua theo đám đông 48 43.64 % 3 2.73 % 2 1.82 % Tâm lý kỳ vọng 29 26.36 % 11 10.00 % 5 4.55 % Biến động giá vàng 26 23.64 % 20 18.18 % 15 13.64 % Các yếu tố vĩ mô 6 5.45 % 74 67.27 % 86 78.18 % Yếu tố khác 1 0.91 % 2 1.82 % 2 1.82 % 110 110 110

Các file đính kèm theo tài liệu này:

Kiểm định các nhân tố tác động đến tỷ giá hối đoái, ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến lạm phát và cán cân thương mại.pdf