Tiểu luận tài chính quốc tế: 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

Tiểu luận tài chính quốc tế: 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

TRƯỜNG ĐẠ I HỌC KINH TẾ TPHCM

KHOA SAU ĐẠI HỌC MÔN TÀ I 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 – 20 06

Nhóm thực hiện: N13 D3K16

TRẦN NGỌC QUYÊN NGUYỄN THỊ THANH THÚY

P HAN THANH SƠN

P HẠM THÀNH VĂN TRẦN QUỐC VIỆT

TPHCM, tháng 03/2008

MỤC LỤC

GIỚ I THIỆU .3

I TỔN G QUAN LÝ THU YẾT .4

1 LÝ THUYẾT NGAN G BẰ NG SỨC MUA .4

2 LÝ THUYẾT HIỆU ỨN G FISHER QUỐC TẾ .5

II DÙN G MÔ H ÌNH HỒI QU Y KIỂM ĐỊNH .7

1 XÂY DỰNG MÔ HÌNH K IỂM Đ ỊNH .7

2 BẢN G SỐ LIỆU 8

3 PHÂ N TÍCH MỐI QUA N HỆ TỶ GIÁ - LẠM PHÁ T .10

4 PHÂ N TÍCH MỐI QUA N HỆ TỶ GIÁ – LÃI SUẤT .13

5 THẢ O LUẬN 16

III K ẾT LUẬN 17

TÀI LIỆU THAM KHẢO .18

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 A nalysis 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

I TỔNG QUAN LÝ THUYẾT

1 LÝ THUYẾT NGANG GIÁ SỨC M UA

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 s ẽ 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

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

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

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

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 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%

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

3 PHÂ N TÍCH MỐI QUAN HỆ TỶ GIÁ - LẠM PHÁ T

-0,30%

-0,20%

-0,10%

0,00%

0,10%

0,20%

0,30%

0,40%

0,50%

0,60%

lamphat

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 M ỹ 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 A nalysis trong Excel để phân tích số liệu từ bảng 1, ta

có kết quả như sau:

Bảng 2

SUMMARY OUTPUT

Regression Statistics

Multiple R 0,30482

R Square 0,09291

Adjusted R Square 0,06623

Standard Error 0,00116

Observations 36

ANOVA

Regression 1 0,00000471 0,00000471 3,48265381 0,07066076

Residual 34 0,00004597 0,00000135

Standard

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 - M ỹ 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 - M ỹ không theo quy luật PPP hay nói cách khác, ngoài

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