Dùng mô hình hồi quy kiểm định mối quan hệ tỷ giá, lạm phát, lãi suất giữa Việt Nam và Mỹ giai đoạn 2004 – 2006

TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 1 TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TPHCM KHOA SAU ĐẠI HỌC MÔN TÀI CHÍNH QUỐC TẾ ضضضضضض DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ TỶ GIÁ, LẠM PHÁT, LÃI SUẤT GIỮA VIỆT NAM VÀ MỸ GIAI ĐOẠN 2004 – 2006 . Nhóm thực hiện: N13 D3K16 TRẦN NGỌC QUYÊN NGUYỄN THỊ THANH THÚY PHAN THANH SƠN PHẠM THÀNH VĂN TRẦN QUỐC VIỆT TPHCM, tháng 03/2008 TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 2 MỤC LỤC GIỚI THIỆU ...............................................................................................................................3 I. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT .............................................................................................4 1 LÝ THUYẾT NGAN G BẰNG SỨC MUA ...................................................................4 2 LÝ THUYẾT HIỆU ỨNG FISHER QUỐC TẾ ...........................................................5 II. DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH ..................................................................7 1 XÂY DỰNG MÔ HÌNH KIỂM ĐỊNH ...........................................................................7 2 BẢN G SỐ LIỆU ....................................................................................................................8 3 PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ TỶ GIÁ - LẠM PHÁT ............................................10 4 PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ TỶ GIÁ – LÃI SUẤT ..............................................13 5 THẢO LUẬN .......................................................................................................................16 III. KẾT LUẬN ...........................................................................................................................17 TÀI LIỆU THAM KHẢO .....................................................................................................18 TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 3 GIỚI THIỆU Trong tài chính quốc tế, có khá nhiều lý thuyết nổi tiếng đề cập đến mối quan hệ giữa lạm phát, lãi suất và tỷ giá hối đoái. Điển hình là lý thuyết Ngang giá lãi suất (IRP), lý thuyết Ngang giá sức mua (PPP), lý thuyết Hiệu ứng Fisher quốc tế (IFE). Mỗi lý thuyết có một cách lý giải riêng về mối quan hệ của ba yếu tố trên. Theo lý thuyết ngang giá sức mua - một trong những lý thuyết nổi tiếng nhất và gây nhiều tranh cãi nhất trong tài chính quốc tế - tỷ giá giao ngay của một đồng tiền so với một đồng tiền khác sẽ thay đổi để đáp ứng chênh lệch trong trong tỷ lệ lạm phát giữa hai nước. Còn theo lý thuyết Hiệu ứng Fisher quốc tế, tỷ giá giao ngay của một đồng tiền so với một đồng tiền khác sẽ thay đổi theo sai biệt trong lãi suất giữa hai nước. Để kiểm định mối quan hệ giữa lạm phát, lãi suất và tỷ giá hối đoái trong thực tế, chúng tôi sử dụng mô hình hồi quy tuyến tính với công cụ Analysis trong Excel để kiểm định mối quan hệ giữa lạm phát, lãi suất và tỷ giá hối đoái thực tế giữa hai quốc gia Việt Nam và Mỹ. Số liệu về tỷ giá hối đoái giữa Việt Nam và Mỹ, lãi suất Việt Nam, lãi suất của Mỹ, và lạm phát Việt Nam và lạm phát Mỹ được lấy theo tháng trong khoảng thời gian từ năm 2004 đến 2006. TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 4 I. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 1 LÝ THUYẾT NGANG GIÁ SỨC MUA Đây là một trong những lý thuyết nổi tiếng nhất và gây nhiều tranh cãi nhất trong tài chính quốc tế. Lý thuyết này được dùng để giải thích các tỷ giá hối đoái thay đổi như thế nào khi có sự thay đổi trong tỷ lệ lạm phát của các nước. Tóm tắt lý thuyết: Tỷ giá giao ngay của một đồng tiền so với một đồng tiền khác sẽ thay đổi để đáp ứng chênh lệch trong trong tỷ lệ lạm phát giữa hai nước. Kết quả, sức mua của người tiêu dùng khi mua hàng hóa ở nước họ sẽ tương tự với sức mua khi nhập hàng hóa từ nước ngoài. Lý thuyết ngang giá sức mua bao gồm hai hình thức: ngang giá sức mua tuyệt đối và ngang giá sức mua tương đối. * Hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối: Hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối còn gọi là “luật một giá”. Luật một giá được xây dựng trên giả định thị trường cạnh tranh hoàn hảo. “Luật một giá” cho rằng giá cả của các sản phẩm giống nhau của hai nước khác nhau sẽ bằng nhau khi được tính bằng đồng tiền chung. Nếu có chênh lệch trong giá cả khi được tính bằng một đồng tiền chung hiện hữu, mức cầu sẽ dịch chuyển để các giá cả này trở nên cân bằng. * Hình thức ngang giá sức mua tương đối: Hình thức tương đối của ngang giá sức mua giải thích cho khả năng bất hoàn hảo của thị trường như chi phí vận chuyển, thuế quan và hạn ngạch,... Hình thức này công nhận rằng do các bất hoàn hảo của thị trường, giá cả của những sản phẩm giống nhau ở các nước khác nhau sẽ không nhất thiết bằng nhau khi được tính bằng đồng tiền chung. Tuy nhiên, theo hình thức này tỷ lệ thay đổi trong giá cả sản phẩm sẽ phần nào giống nhau khi được tính bằng một đồng tiền chung, miễn là chi phí vận chuyển và các hàng rào mậu dịch không thay đổi. Chỉ số giá được tính dựa trên một “rổ hàng hóa”, rổ hàng hóa này bao gồm các sản phẩm chủ yếu của một nến kinh tế. TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 5 Nếu gọi ef là phần trăm thay đổi giá trị của đồng ngoại tệ. Theo lý thuyết thì phần trăm thay đổi giá trị của đồng ngoại tệ sẽ thay đổi để duy trì ngang giá trong chỉ số giá cả mới của hai nước. Mối liên hệ giữa tỷ lệ lạm phát tương đối và tỷ giá hối đoái theo ngang giá sức mua được thể hiện qua công thức dưới đây: ef = 1 + Ih - 1 ≈ Ih - If 1 + If Ih : Lạm phát trong nước. If : Lạm phát nước ngoài. Tuy nhiên trong thực tế, lý thuyết ngang giá sức mua này không phải lúc nào cũng được duy trì liên tục bởi các lý do sau: Lý do thứ nhất, ngoài yếu tố lạm phát, tỷ giá hối đoái còn chịu ảnh hưởng của các yếu tố khác. Đó là sai biệt trong lãi suất, mức thu nhập và các biện pháp kiểm soát của chính phủ,... Lý do tiếp theo đó là lý thuyết ngang giá sức mua được xây dựng trên giả định thị trường cạnh tranh hoàn hảo, nhưng thị trường hiện nay chưa phải là thị trường hoàn hảo. Đối với những hàng hóa phi mậu dịch, những hàng hóa độc quyền, những sản phẩm mang hàm lượng công nghệ cao, hay những sản phẩm được chấp nhận ở quốc gia này nhưng lại không được chấp nhận ở quốc gia khác do tâm lý tiêu dùng...thì sẽ không sẽ không tồn tại ngang giá sức mua. 2 LÝ THUYẾT HIỆU ỨNG FISHER QUỐC TẾ Lý thuyết Hiệu ứng Fisher sử dụng lãi suất để giải thích tại sao tỷ giá hối đoái thay đổi theo thời gian. Lý thuyết này có quan hệ mật thiết với lý thuyết Ngang giá sức mua vì lãi suất thường có sự quan hệ mật thiết với tỷ lệ lạm phát. Tóm tắt lý thuyết: Tỷ giá giao ngay của một đồng tiền so với một đồng tiền khác sẽ thay đổi theo sai biệt trong lãi suất giữa hai nước. Kết quả, tỷ suất sinh lợi từ kinh doanh chênh TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 6 lệch không phòng ngừa trên thị trường tiền tệ nước ngoài tính bình quân sẽ không cao hơn tỷ suất sinh lợi trên thị trường tiền tệ nội địa từ góc nhìn của các nhà đầu tư trong nước. Nói cách khác, tỷ giá hối đoái ở nước có lãi suất cao sẽ sẽ giảm giá để bù trừ lợi thế lãi suất do nhà đầu tư nước ngoài đạt được. Công thức: Gọi ef là phần trăm thay đổi trong giá trị ngoại tệ. Ta có: ef = 1 + ih - 1 ≈ ih - if 1 + if ih: Lãi suất trong nước. if: Lãi suất nước ngoài. Hiệu ứng Fisher được nghiên cứu dựa trên các giả định: _ Các nhà đầu tư ở trong một môi trường hoàn toàn tự do hóa đầu tư _ Tồn tại ngang giá sức mua (PPP) Trong thực tế, hiệu ứng Fisher không phải luôn luôn đúng, các thống kê cho thấy hiệu ứng Fisher thường chỉ xảy ra trong dài hạn và không đúng trong ngắn hạn. Nguyên nhân vì môi trường đầu tư quốc tế không phải là một môi trường tự do hóa hoàn toàn, trong thực tế, luôn luôn có chính sách can thiệp của các chính phủ lên các khoản đầu tư vào và ra ở các quốc gia nhằm đạt được cách mục tiêu kinh tế vĩ mô. Bên cạnh đó, hiệu ứng Fisher dựa trên giả định quan trọng là tồn tại ngang giá sức mua nhưng trong thực tiễn, ngang giá sức mua không phải lúc nào cũng tồn tại. Sự can thiệp của các chính phủ lên chính sách tỉ giá cũng làm ảnh hưởng trực tiếp đến tỉ giá hối đoái ở các quốc gia, làm cho tỉ giá này không phản ánh đúng những biến động trên thị trường. TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 7 II. DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY ĐỂ KIỂM ĐỊNH 1 XÂY DỰNG MÔ HÌNH KIỂM ĐỊNH Phân tích hồi quy là một phương pháp để đo lường mối liên hệ giữa các biến số. Đây là một phương pháp khá phổ biến và thường được sử dụng rộng rãi trong phân tích kinh tế. Một công ty có thể sử dụng phân tích hồi quy để đo lường độ nhạy cảm của doanh số với tốc độ tăng trưởng kinh tế và lãi suất, từ đó sẽ đánh giá doanh số sẽ thay đổi như thế nào đối với những thay đổi trong tương lai của các biến số kinh tế này. Trong tài chính quốc tế, phân tích hồi quy được sử dụng để đo lường độ cảm ứng của một chỉ tiêu xác định đối với các biến động của tiền tệ hay tốc độ tăng trưởng kinh tế của các nước khác. Các bước cơ bản trong phân tích hồi quy là: ấn định mô hình hồi quy, tập hợp dữ liệu, ước lượng các hệ số hồi quy và diễn dịch kết quả hồi quy. Để phân tích sự tác động của lạm phát và lãi suất đến sự biến động của giá trị đồng Việt Nam (VND) so với Đôla Mỹ (USD) trong giai đoạn 2004-2006, chúng tôi ấn định mô hình hồi quy như sau: ef = ao + bo {(I), (i)} + u với, ef (%): tỷ lệ tăng/giảm giá trị USD. I (%) : chênh lệch lạm phát giữa Việt Nam và Mỹ i (%) : chênh lệch lãi suất giữa Việt Nam và Mỹ ao, bo, co : hệ số tương quan u: đại lượng sai số và ef (%) = [et (USD/VND) – et-1 (USD/VND)]/et-1 (USD/VND) I(%) = [(1 + IVN) / (1 + IMy)] - 1 i(%) = [(1 + iVN ) / (1 + iMy)] - 1 TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 8 2 BẢNG SỐ LIỆU Để tiến hành kiểm định, chúng tôi tiến hành thu thập số liệu như bảng bên dưới (bảng 1). Với, ef (%) : cột 8 I (%) : cột 9 i(%) : cột 10 Bảng 1 STT Ngày USD/ VND I_VN I_MY i_VN i_MY ef(%) I (%) i (%) 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 01-04 15.603 3,1% 1,6% 0,65% 0,09% 0,00% 1,48% 0,56% 2 02-04 15.603 3,9% 1,6% 0,65% 0,09% 0,00% 2,26% 0,56% 3 03-04 15.684 5,4% 2,0% 0,65% 0,09% 0,52% 3,33% 0,56% 4 04-04 15.719 5,9% 1,8% 0,65% 0,09% 0,22% 4,03% 0,56% 5 05-04 15.692 7,0% 1,9% 0,65% 0,09% -0,17% 5,00% 0,56% 6 06-04 15.705 8,1% 2,0% 0,65% 0,10% 0,08% 5,98% 0,55% 7 07-04 15.698 9,1% 2,0% 0,65% 0,11% -0,04% 6,96% 0,54% 8 08-04 15.695 9,9% 2,0% 0,65% 0,13% -0,02% 7,75% 0,52% 9 09-04 15.721 10,1% 2,1% 0,65% 0,14% 0,17% 7,84% 0,51% 10 10-04 15.720 10,4% 2,2% 0,65% 0,16% -0,01% 8,02% 0,49% 11 11-04 15.719 10,0% 2,3% 0,65% 0,17% -0,01% 7,53% 0,48% 12 12-04 15.717 9,7% 2,5% 0,65% 0,20% -0,01% 7,02% 0,45% 13 01-05 15.733 9,7% 2,6% 0,70% 0,20% 0,10% 6,92% 0,50% 14 02-05 15.739 9,1% 2,8% 0,70% 0,21% 0,04% 6,13% 0,48% 15 03-05 15.754 8,3% 2,7% 0,70% 0,23% 0,10% 5,45% 0,47% 16 04-05 15.771 8,4% 2,6% 0,70% 0,25% 0,11% 5,65% 0,45% 17 05-05 15.789 8,0% 2,9% 0,70% 0,25% 0,11% 4,96% 0,44% 18 06-05 15.803 7,6% 2,8% 0,70% 0,27% 0,09% 4,67% 0,43% 19 07-05 15.824 7,4% 3,0% 0,70% 0,28% 0,13% 4,27% 0,42% 20 08-05 15.830 7,2% 2,9% 0,70% 0,30% 0,04% 4,18% 0,40% 21 09-05 15.835 7,7% 2,8% 0,70% 0,31% 0,03% 4,77% 0,39% 22 10-05 15.844 8,2% 2,8% 0,70% 0,33% 0,06% 5,25% 0,37% 23 11-05 15.863 8,5% 3,0% 0,70% 0,34% 0,12% 5,34% 0,36% 24 12-05 15.863 8,8% 3,1% 0,70% 0,36% 0,00% 5,53% 0,34% 25 01-06 15.868 8,9% 2,9% 0,72% 0,38% 0,03% 5,83% 0,34% 26 02-06 15.874 8,5% 2,7% 0,72% 0,38% 0,04% 5,65% 0,34% 27 03-06 15.888 7,9% 2,8% 0,72% 0,39% 0,09% 4,96% 0,33% 28 04-06 15.875 7,4% 2,7% 0,72% 0,41% -0,08% 4,58% 0,31% 29 05-06 15.930 7,5% 2,5% 0,72% 0,42% 0,35% 4,88% 0,30% 30 06-06 15.945 7,6% 2,9% 0,72% 0,44% 0,09% 4,57% 0,28% TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 9 31 07-06 15.941 7,5% 2,3% 0,72% 0,45% -0,03% 5,08% 0,27% 32 08-06 15.957 6,0% 2,3% 0,72% 0,44% 0,10% 3,62% 0,28% 33 09-06 15.972 5,0% 2,6% 0,72% 0,44% 0,09% 2,34% 0,28% 34 10-06 15.994 5,0% 2,9% 0,72% 0,44% 0,14% 2,04% 0,28% 35 11-06 16.023 5,0% 2,6% 0,72% 0,44% 0,18% 2,34% 0,28% 36 12-06 16.055 5,0% 3,0% 0,72% 0,44% 0,20% 1,94% 0,28% Nguồn: các trang Web ở phần phụ lục TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 10 3 PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ TỶ GIÁ - LẠM PHÁT -0,30% -0,20% -0,10% 0,00% 0,10% 0,20% 0,30% 0,40% 0,50% 0,60% 0,00% 2,00% 4,00% 6,00% 8,00% 10,00% lamphat ty g ia lamphat Linear (lamphat) Nhận xét: Quan sát biểu đồ ta thấy, trong giai đoạn 2004 – 2006, tỷ giá đồng USD và tỷ lệ chênh lệch lạm phát giữa Việt Nam và Mỹ không có sự tương quan rõ rệt do mức độ tập trung của các điểm không cao. Nếu quan sát trong cả giai đoạn 2004 – 2006 thì mối quan hệ đó xảy ra theo chiều nghịch, tức khi lạm phát Việt Nam tăng thì tỷ giá của đồng USD giảm hay đồng VND có xu hướng tăng giá. Điều này khá phù hợp với những nghiên cứu về “thuyết Ngang giá sức mua - PPP” hay thuyết PPP chỉ phù hợp với những đánh giá trong dài hạn, còn trong ngắn hạn thì thuyết PPP không phù hợp tức nó không cho thấy một mối liên hệ cụ thể giữa tỷ giá và lạm phát. Nên, để thấy được mối quan hệ giữa tỷ giá và lạm phát, chúng tôi dùng phương pháp hồi quy dựa trên những số liệu thực. Việc xây dựng mô hình hồi quy được thực hiện như sau: Giả sử có phương trình hồi quy: ef = ao + bo (I) + u (1) Dùng chức năng Data Analysis trong Excel để phân tích số liệu từ bảng 1, ta có kết quả như sau: Bảng 2 TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 11 SUMMARY OUTPUT Regression Statistics Multiple R 0,30482 R Square 0,09291 Adjusted R Square 0,06623 Standard Error 0,00116 Observations 36 ANOVA df SS MS F Significance F Regression 1 0,00000471 0,00000471 3,48265381 0,07066076 Residual 34 0,00004597 0,00000135 Total 35 0,00005068 Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0% Intercept 0,00183 0,00059 3,10898 0,00378 0,00064 0,00303 0,00064 0,00303 X Variable 1 -0,02101 0,01126 -1,86619 0,07066 -0,04390 0,00187 -0,04390 0,00187 Do đó, phương trình (1) được viết lại như sau: ef = 0,00183 + (-0,02101) * I Từ phương trình hồi quy, ta thấy, hệ số tương quan “X Variable 1”= -0,02101 có nghĩa là giữa sự thay đổi tỷ giá của đồng USD và mức chênh lệch lạm phát giữa Việt Nam và Mỹ có sự tương quan nghịch (hệ số hồi quy mang dấu – (âm)). Hệ số “R Square” = 0,09291 hay 9,3% cho thấy mô hình hồi quy tuyến tính phù hợp với 9,3% tập dữ liệu hay chỉ có 9,3% sự thay đổi của tỷ giá đồng USD là do có sự chênh lệch trong lạm phát giữa Việt Nam và Mỹ. Để xem mối quan hệ tỷ giá - lạm phát của Việt Nam và Mỹ trong giai đoạn này có theo thuyết Ngang giá sức mua (PPP) hay không, chúng tôi tiến hành kiểm định với giả thuyết Ho: ao = 0, bo = 1, khi đó, ef = (1 + Ih / 1 + If) – 1 (theo PPP). Nếu giả thuyết được chấp nhận thì mối quan hệ giữa tỷ giá và chênh lệch lạm phát VN - Mỹ cũng theo quy luật PPP, điều này sẽ có ý nghĩa rất lớn trong việc điều hành chính sách tiền tệ, quản lý kinh tế vĩ mô của cả hai quốc gia. Nếu bác bỏ giả thuyết Ho: ao # 0 hay bo # 1, thì mối quan hệ giữa tỷ giá và chênh lệch lạm phát VN - Mỹ không theo quy luật PPP hay nói cách khác, ngoài TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 12 yếu tố lạm phát, còn có những yếu tố khác tác động đến sự biến động trong tỷ giá của đồng USD. Sau khi thực hiện kiểm định, chúng tôi nhận thấy giả thuyết đưa ra không được chấp nhận (bác bỏ giả thuyết Ho). Điều này cho thấy, ngoài yếu tố lạm phát, còn có những yếu tố khác cũng tác động làm thay đổi tỷ giá hối đoái giữa Việt Nam và Mỹ. Những yếu tố đó có thể là: lãi suất, thu nhập, tác động của chính phủ… mà trong lý thuyết PPP đã bỏ qua. Tóm lại, theo kết quả kiểm định trên thì trạng thái ngang giá sức mua PPP giữa Việt Nam và Mỹ không tồn tại trong giai đoạn 2004 – 2006. Vì vậy tỷ giá danh nghĩa giữa USD và VND đã không phản ánh đúng sức mua hay tính cạnh tranh của hàng hóa Việt Nam. TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 13 4 PHÂN TÍCH MỐI QUAN HỆ TỶ GIÁ – LÃI SUẤT Như đã đề cập ở phần trên, ngoài lạm phát còn có một số nhân tố khác cũng tác động làm thay đổi tỷ giá. Một trong những nhân tố đó là lãi suất. Để thấy được sự ảnh hưởng của lãi suất giữa Mỹ và Việt Nam đến sự biến động của tỷ giá đồng USD, chúng tôi tiến hành phân tích số liệu thực trong giai đoạn 2004 – 2006 giữa hai quốc gia theo mô hình hồi quy như trên. Biểu đồ thể hiện mối quan hệ giữ tỷ giá đồng USD/VND và lãi suất (2004-2006) -0,30% -0,20% -0,10% 0,00% 0,10% 0,20% 0,30% 0,40% 0,50% 0,60% 0,00% 0,20% 0,40% 0,60% laisuat ty g ia laisuat Linear (laisuat) Nhận xét: Quan sát đồ thị ta thấy, giữa tỷ giá USD/VND và lãi suất Việt Nam-Mỹ có mối tương quan theo chiều nghịch. Khi lãi chênh lệch giữa lãi suất Việt Nam-Mỹ tăng thì tỷ giá đồng USD giảm. Để thấy được sự tương quan đó, chúng tôi cũng tiến hành phân tích hồi như theo như cách trên. Giả sử hàm hồi quy biểu hiện mối quan hệ giữa tỷ giá và lãi suất như sau: ef = ao + bo (i) + u (2) Dùng chức năng Data Analysis để phân tích, số liệu lấy từ bảng 1, ta có kết quả phân tích sau: TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 14 SUMMARY OUTPUT Regression Statistics Multiple R 0,08431 R Square 0,00711 Adjusted R Square -0,02209 Standard Error 0,00122 Observations 36 ANOVA df SS MS F Significance F Regression 1 0,00000036 0,00000036 0,24342786 0,62491321 Residual 34 0,00005032 0,00000148 Total 35 0,00005068 Coefficients Standard Error t Stat P-value Lower 95% Upper 95% Lower 95,0% Upper 95,0% Intercept 0,00120 0,00085 1,41575 0,16595 -0,00052 0,00292 -0,00052 0,00292 X Variable 1 -0,09777 0,19816 -0,49338 0,62491 -0,50049 0,30495 -0,50049 0,30495 Phương trình (2) được viết lại như sau: ef = 0,00120 + (- 0,09777) * i Kết quả phân tích hồi quy, ta thấy: - Hệ số xác định “R Square” = 0,00711 hay 0,71% cho thấy chỉ có 0,71% sự thay đổi của tỷ giá đồng USD là do sự chênh lệch lãi suất giữa Việt Nam và Mỹ. - Hệ số hồi quy “X Variable 1” = - 0,09777 chứng tỏ mối quan hệ giữa tỷ giá USD/VND và chêch lệch lãi suất giữa Việt Nam-Mỹ là tương quan nghịch (hệ số hồi quy mang dấu âm (-). - Kết quả phân tích hồi quy khá phù hợp với những nhận xét quan sát từ đồ thị. Để xem mối quan hệ tỷ giá – lãi suất của Việt Nam và Mỹ trong giai đoạn này có theo lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế - IFE hay không, chúng tôi tiến hành kiểm định với giả thuyết Ho: ao = 0, bo = 1, khi đó, ef = (1 + ih / 1 + if) – 1 (theo IFE). Nếu giả thuyết được chấp nhận thì mối quan hệ giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất VN - Mỹ cũng theo lý thuyết IFE. TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 15 Nếu bác bỏ giả thuyết Ho: ao # 0 hay bo # 1, thì mối quan hệ giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất VN - Mỹ không theo lý thuyết IFE hay nói cách khác lý thuyết IFE không tồn tại trong giai đoạn 2004 – 2006. Sau khi thực hiện kiểm định, chúng tôi nhận thấy giả thuyết đưa ra không được chấp nhận (bác bỏ giả thuyết Ho). Điều này cho thấy lý thuyết IFE không đúng trong giai đoạn 2004-2006, có thể do lý thuyết IFE căn cứ trên PPP mà trong giai đoạn này PPP không đúng (kiểm định trên) nên IFE cũng không đúng. Ngoài ra, có thể do ngoài yếu tố lạm phát, còn có những yếu tố khác cũng tác động làm thay đổi tỷ giá hối đoái giữa Việt Nam và Mỹ. Những yếu tố đó có thể là: lãi suất, thu nhập, tác động của chính phủ… mà trong lý thuyết PPP đã bỏ qua. TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 16 5 THẢO LUẬN Đây là sự khảo sát ảnh hưởng của nhân tố lạm phát và lãi suất đến tỷ giá hối đoái trong một giai đoạn nhất định, nên kết quả khảo sát có thể không đúng như trong lý thuyết đã nên ra. Sự sai biệt này có thể được giải thích bởi nhiều nguyên nhân khách quan lẫn chủ quan khác nhau: - Ngoài các nhân tố như lạm phát và lãi suất tác động làm thay đổi tỷ giá hối đoái thì trong thực tế còn có nhiều nhóm nhân tố khác như: sự tự do thương mại giữa Mỹ - Việt Nam, chính sách tỷ giá của hai quốc gia, thuế, chi phí giao dịch… cũng tác động làm thay đổi tỷ giá. - Do số liệu được tìm từ nhiều nguồn và nhiều cá nhân khác nhau nên những con số nhóm đưa ra khảo sát có thể không chính xác và làm ảnh hưởng đến kết quả khảo sát. - Do sự giới hạn trong kiến thức và thời gian, có thể nhóm làm đề tài không tìm hiểu kỹ và nắm bắt được vấn đề cần nghiên cứu. TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 17 III. KẾT LUẬN - Về kiểm định Mô hình ngang giá sức mua PPP: Qua mô hình phân tích trên ta đã đi kiểm định thuyết ngang giá sức mua có tồn tại hay không thông qua cách phân tích đơn giản là dùng phương pháp hồi quy các tỷ giá hối đoái giữa USD và VND và chênh lệch lạm pháp giữa Việt Nam và Mỹ trong một khoảng thời gian. Nếu thuyết ngang giá sức mua duy trì trong khoảng thời gian này thì ao sẽ xấp xĩ bằng 0 và a1 sẽ xấp xĩ bằng 1 trong mô hình hồi quy trên. Kết quả kiểm định cho ta thấy cả hai giả thuyết này đều được bác bỏ. Lý do vì sao ngang giá sức mua không duy trì liên tục, có các lý do do sau: - Thứ 1: Tỷ giá hối đoái ngoài chịu tác động của chênh lệch lạm pháp còn chịu ành hưởng của nhiều nhân tố khác như lãi suất, thu nhập tương đối, các biện pháp kiểm soát của chính phủ và kỳ vọng của thị trường vào tỷ giá hối đoái tương lai. - Thứ 2: Không có hàng thay thế cho hàng nhập khẩu mặc dù tỷ lệ lạm pháp của Việt Nam cao nhưng có thể người tiêu dùng Mỹ không sụt giảm tiêu dùng hàng hoá sản xuất ừ Việt Nam vì không thể tìm thấy các hàng hoá trong nước ví dụ như đi du lịch... - Mô hình hiệu ứng fisher quốc tế: Do hiệu ứng fisher quốc tế căn cứ trên ngang giá sức mua, do đó ngoài yếu tố lạm pháp nó còn chịu ảnh hưởng của các yếu tố khác, do đó sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái không luôn bằng chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia. Do đó chiến lược đầu tư vào nước có lãi suất cao hơn có khi thu được tỷ suất sinh lợi dương, có khi thu được tỷ suất sinh lợi âm. Do đó, sự biến động của tỷ giá hối đoái ngòai chịu tác động của lạm pháp, lãi suất còn chịu sự tác động của nhiểu yếu tố khác như: thu nhập, các chi phí giao dịch, các biện pháp kiểm soát của chính phủ và kỳ vọng của thị trường vào tỷ giá hối đoái tương lai.… cũng tác động làm thay đổi tỷ giá. TS. NGUYỄN THỊ LIÊN HOA TÀI C HÍNH QUỐC TẾ Nhóm 13 CH_D3k16 Trang 18 TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. TS. Trần Ngọc Thơ, TS. Nguyễn Ngọc Định – TÀI CHÍNH QUỐC TẾ - NXBTK 2005. 2. Trang Web New York Times: 3. Trang Web cua IMF: 4. Trang Web cua FED: 5. Trang Web cua Tổng cục thống kê: