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: 5300 | 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