Đề tài nghiên cứu về tỷ giá hối đoái với sự ảnh hưởng bởi chênh lệch lãi suất, chênh lệch thu nhập và chênh lệch lạm phát

Chênh lệch thu nhập bình quân đầu người Thu nhập bình quân đầu người là một đại lượng tính bằng cách lấy thu nhậpquốc dân trong một nước chia cho tổng dân số của nước đó, mức tính này kh

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC THƯƠNG MẠI BÀI THẢO LUẬN HỌC PHẦN KINH TẾ LƯỢNG Đề tài Nghiên cứu về tỷ giá hối đoái với sự ảnh hưởng bởi chênh lệch lãi suất, chênh lệch thu nhập và chênh lệch lạm phát Nhóm: 03 Lớp học phần: 2229AMAT0411 Giảng viên hướng dẫn: Trần Anh Tuấn Hà Nội, tháng 11 năm 2022 MỤC LỤC A PHẦN MỞ ĐẦU B PHẦN NỘI DUNG CHƯƠNG I CƠ SỞ LÝ THUYẾT 1.1 Mối quan hệ tỷ giá hối đoái và các biến kinh tế ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái 1.2 Khắc phục khuyết tật phương sai sai số thay đổi CHƯƠNG II XÂY DỰNG MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 2.1 Thống kê số liệu 2.2 Xây dựng mô hình nghiên cứu và ý nghĩa các hệ số CHƯƠNG III BÀI TOÁN ƯỚC LƯỢNG VÀ KIỂM ĐỊNH (Lựa chọn mức ý nghĩa 5%) 3.1 Bài toán kiểm định sự phù hợp của mô hình 3.2 Bài toán ước lượng các hệ số hồi quy 3.3 Bài toán kiểm định giả thuyết về các hệ số hồi quy CHƯƠNG IV KIỂM TRA KHUYẾT TẬT CỦA MÔ HÌNH 4.1 Phương sai sai số thay đổi 4.2 Tự tương quan 4.3 Đa cộng tuyến CHƯƠNG V KHẮC PHỤC KHUYẾT TẬT CỦA MÔ HÌNH 5.1 Khắc phục phương sai sai số thay đổi C KẾT LUẬN D TÀI LIỆU THAM KHẢO A PHẦN MỞ ĐẦU Tỷ giá hối đoái chiếm giữ vai trò, vị trí quan trọng đối với nền kinh tế quốc dân Nó được xem là công cụ giúp ích cho quá trình đối chiếu sức mua của đồng nội tệ với đồng ngoại tệ Nhờ đó sẽ có thể đánh giá được giá cả hàng hóa trong nước với quốc tế, năng suất lao động trong nước với quốc tế Tỷ giá tác động hầu hết đến các mặt hoạt động của nền kinh tế như tình hình sản xuất, xuất nhập khẩu hàng hóa, tình trạng tài chính tiền tệ, cán cân thanh toán quốc tế, thu hút vốn đầu tư trực tiếp và gián tiếp… Giống như vai trò của giá cả trong nền kinh tế thị trường, tỷ giá hối đoái có tác động quan trọng đến những biến đổi của nền kinh tế mỗi quốc gia, có thể làm thay đổi vị thế và lợi ích của các nước trong quan hệ kinh tế quốc tế Chính vì vậy, chính phủ các nước luôn có sự quan tâm và điều giá sao cho để nền kinh tế luôn luôn ổn định trong mọi hoạt động Các yếu tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái giúp chính phủ có thể thay đổi các chính sách để đạt được những mục tiêu đề ra nhằm ổn định tỷ giá hối đoái Tỷ giá hối đoái đóng một vai trò quan trọng ở cấp độ thương mại của một quốc gia, điều mà hầu hết các nền kinh tế thị trường tự do trên thế giới đều hết sức quan tâm Do đó nhóm 3 chúng em quyết định nghiên cứu đề tài “Nghiên cứu về tỷ giá hối đoái với sự ảnh hưởng bởi chênh lệch lãi suất, chênh lệch thu nhập và chênh lệch lạm phát” Trong bài thảo luận này, nhóm 3 tiến hành thu thập mẫu để xây dựng mô hình nghiên cứu về tỷ giá hối đoái thông qua 3 nhân tố ảnh hưởng gồm: Chênh lệch lãi suất, chênh lệch thu nhập bình quân đầu người và chênh lệch lạm phát B PHẦN NỘI DUNG CHƯƠNG I CƠ SỞ LÝ THUYẾT 1.1 Mối quan hệ tỷ giá hối đoái và các biến kinh tế ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái 1.1.1 Tỷ giá hối đoái Tỷ giá hối đoái hay còn được gọi là tỷ giá trao đổi ngoại tệ hoặc tỷ giá Đây là tỷ lệ trao đổi giữa hai đồng tiền hai nước Hiểu một cách đơn giản thì đây là việc chuyển đổi giá của đồng tiền này sang đồng tiền của quốc gia khác Hoặc cụ thể hơn chính là số lượng tiền tệ cần thiết để mua 1 đơn vị tiền của nước khác 1.1.2 Chênh lệch lãi suất Lãi suất là tỷ lệ mà theo đó tiền lãi được người vay trả cho việc sử dụng tiền mà họ vay từ người cho vay Cụ thể, lãi suất là phần trăm tiền gốc phải trả cho một số lượng nhất định của thời gian mỗi thời kỳ (thường được tính theo năm) Sự chênh lệch lãi suất giữa 2 quốc gia là yếu tố gây ảnh hưởng lớn tới tỷ giá hối đoái Khi lãi suất trong nước thấp hơn nước ngoài dẫn đến tỷ giá hối đoái tăng, đồng nội tệ giảm Và ngược lại, trong trường hợp lãi suất trong nước cao hơn nước ngoài thì tỷ giá hối đoái giảm, đồng nội tệ tăng 1.1.3 Chênh lệch thu nhập bình quân đầu người Thu nhập bình quân đầu người là một đại lượng tính bằng cách lấy thu nhập quốc dân trong một nước chia cho tổng dân số của nước đó, mức tính này không phân biệt đối tượng nào dù nam hay nữ, độ tuổi khác nhau hoặc trẻ em hay người lớn, dựa vào chỉ số này, chúng ta có thể hình dung được mức sống của người dân của quốc gia đó Thu nhập của một quốc gia cũng là nguyên nhân tác động trực tiếp lẫn gián tiếp đến tỷ giá hối đoái Khi mà thu nhập của quốc gia tăng lên người dân sẽ có xu hướng thích tiêu dùng hàng ngoại nhiều hơn, lúc này nhu cầu về ngoại tệ tăng lên, dẫn đến tỷ giá hối đoái tăng Về mặt gián tiếp, khi thu nhập của người dân tăng lên tức là mức sống tăng lên, người dân chi tiêu nhiều hơn Điều này làm cho tỷ lệ lạm phát giảm và làm tăng tỷ giá hối đoái Ngược lại khi quốc gia có thu nhập giảm thì sẽ giảm cầu ngoại tệ dẫn đến giảm tỷ giá hối đoái 1.1.4 Chênh lệch lạm phát Lạm phát là sự tăng mức giá chung một cách liên tục của hàng hóa và dịch vụ theo thời gian và sự mất giá trị của một loại tiền tệ nào đó Khi mức giá chung tăng cao, một đơn vị tiền tệ sẽ mua được ít hàng hóa và dịch vụ hơn so với trước đây, do đó lạm phát phản ánh sự suy giảm sức mua trên một đơn vị tiền tệ Khi so sánh với các nước khác lạm phát là sự giảm giá trị tiền tệ của một quốc gia này so với các loại tiền tệ của quốc gia khác Khi lạm phát của một quốc gia tăng tương đối so với mức lạm phát của một quốc gia khác (tức là có sự chênh lệch lạm phát), sức mua đồng nội tệ giảm so với ngoại tệ, giá trị của đồng nội tệ giảm đi (trong điều kiện các yếu tố khác không đổi), tức là tỷ giá đồng nội tệ so với ngoại tệ giảm và ngược lại 1.2 Khắc phục khuyết tật phương sai sai số thay đổi Phương pháp bình phương nhỏ nhất có trọng số: Xét mô hình 2 biến: Y i=β1+β2 Xi+U i (1) Như ta đã biết phương pháp bình phương nhỏ nhất không có trọng số: cực tiểu tổng bình phương các phần dư: n n ∑ ei2=∑ W i( Y i−β^1−β^2 Xi)2 (2) i=1 i=1 để thu được các ước lượng Còn phương pháp bình phương nhỏ nhất có trọng số cực tiểu tổng bình phương các phần dư có trọng số: n n ∑ W i ei2=∑ W i(Y i−β1¿−β2¿ Xi)2 i=1 i=1 Trong đó β1¿ và β2¿ là các ước lượng bình phương nhỏ nhất có trọng số, ở đây các trọng số W i là như nhau: W =1/ σi2 (∀ i) (σ i2> 0) Nghĩa là trọng số tỷ lệ nghịch với phương sai của Ui với điều kiện Xi đã cho, trong đó Var (Ui|Xi)=Var (Y i|Xi)=σ2 Vi phân cả hai vế phương trình (2) theo β1¿ và β2¿ ta được: n ∂∑ W i ei n 2 i=1 =2 ∑ W i(Y i−β1¿−β2¿ Xi)(−1) ¿ ∂ β1 i=1 n ∂∑ W i ei n 2 i=1 =2 ∑ W i(Y i−β1¿−β2¿ Xi)(−Xi) ¿ ∂ β1 i=1 Cho các đạo hàm riêng bằng không ta thu được hệ phương trình chuẩn: n n n ∑ W iY i=¿ β1¿ ∑ W i+¿ β2¿ ∑ W i Xi¿ ¿ i=1 i=1 i =1 n n n ∑ W iY i Y i=¿ β1¿ ∑ W i Xi+ ¿ β2¿ ∑ W i X i2 ¿ ¿ i=1 i=1 i=1 Giải hệ này ta được: β1=Y ¿=−β2 X¿ n β2¿=(∑ W i)¿ ¿ ⅈ=1 n n n n Trong đó Y =∑ W i Xi ∕ ∑ W i và X = ∑ W i Xi ∕ ∑ W i ⅈ=1 ⅈ=1 ⅈ=1 ⅈ=1 Rõ ràng rằng khi Wi=w(∀ ⅈ) thì trung bình có trọng số bằng trung bình thông thường Khắc phục phương sai sai số thay đổi bẳng phương pháp bình phương nhỏ nhất có trọng số:  Đối với σ 2 đã biết, chúng ta có thể dễ dàng khắc phục bằng cách sử dụng phương pháp bình phương có trọng số  Đối với σ 2 chưa biết: Trong nghiên cứu kinh tế việc biết trước σ 2 nói chung là hiếm Vì vậy muốn sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất có trọng số thì cần có những giả thiết nhất định về σ 2 và biến đổi mô hình hồi quy gốc sao cho mô hình đã được biến đổi này thỏa mãn giả thiết phương sai của sai số không đổi Minh họa mô hình hồi quy gốc: Y i=β1+ β2 X2+U i Giả sử mô hình này thỏa mãn các giả thiết của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển trừ giả thiết phương sai của sai số không đổi Ta xét 1 số giả thiết phổ biến về phương sai của sai số Giả thuyết 1: Phương sai của sai số tỷ lệ với bình phương biến giải thích E (U i2)=σ 2 X i2 (3) Nếu bằng phương pháp đồ thị hoặc cách tiếp cận Park hoặc Glejser chỉ cho chúng ta rằng có thể phương sai Ui , tỉ lệ với bình phương của biến giải thích X thì chúng ta có thể biến đổi mô hình gốc theo cách sau: Chia 2 vế của mô hình gốc cho Xi 0 Y i X = β1 + β i Xi 2+ U i X =β i 1 1X + β i 2+V i (4) Ui 22 Trong đó vi là số hạng nhiễu đã được biến đổi, và rõ ràng E(vi) =σ Xi ( ) 2 Ui 2 1 2 σ2 X i 2 2 Thực vậy: E ( vi) =E = 2 E (Ui) = 2 =σ Xi Xi Xi Như vậy tất cả các giả thiết của mô hình hồi quy tuyến tính cổ điển được thỏa mãn đối với (4) vậy ta có thể áp dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất cho phương trình đã được biến đổi Hồi quy Y i X theo i X1i Giả thuyết 2: Phương sai của sai số tỉ lệ với biến giải thích X E (U i)2=σ2 Xi Nếu sau khi ước lượng hồi quy bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất thông thường, chúng ta vẽ đồ thị của phần dư này đối với biến giải thích X và quan sát thấy hiện tượng chỉ ra phương sai của sai số liên hệ tuyến tính với biến giải thích hoặc bằng cách nào đó có thể tin tưởng như vậy thì mô hình gốc sẽ được biến đổi như sau: Với mỗi I sẽ chia cả 2 vế của mô hình gốc cho √ Xi ¿ ¿) Y i √ X = β1 + i √ Xi √ Xi+ Ui √X = β1 + β2 i √ Xi √ Xi+vi (5) Trong đó vi= Ui và dễ thấy E ¿ √Xi Chú ý: Mô hình (5) là mô hình không có hệ số chặn cho nên ta sẽ sử dụng mô hình hồi quy qua gốc để ước lượng β1và β2, sau khi ước lượng (5) chúng ta sẽ mở lại mô hình gốc bằng cách nhân cả 2 vế (5) với √ Xi Giả thuyết 3: Dạng hàm sai Đôi khi thay cho việc dự đoán về σ 2 người ta định dạng lại mô hình Chẳng hạn thay cho việc ước lượng hồi quy gốc có thể chúng ta sẽ ước lượng hồi quy: lnY i=β1+ β2 ln Xi+…+U i (6) Việc ước lượng hồi quy (6) có thể làm giảm phương sai của sai số thay đổi do tác động của phép biến đổi loga Một ưu thế trong phép biến đổi loga là hệ số góc β2 là hệ số co giãn của Y đối với X CHƯƠNG II XÂY DỰNG MÔ HÌNH NGHIÊN CỨU 2.1 Thống kê số liệu Bảng 1: Tỷ giá hối đoái và các nhân tố ảnh hưởng đến tỷ giá hối đoái từ năm 2005 - 2020 Năm Tỷ giá hối Chênh lệch lãi Chênh lệch thu Chênh lệch lạm đoái (Y) suất (X) nhập (Z) phát (T) 200 15.824 -5.3 43427 -5 5 200 15.965 -3.25 45514 -4.4 6 200 16.145 -3 47069 -4.2 7 200 16.494 -6.75 47233 -18.3 8 200 17.171 -7 45882 -5.6 9 201 18.932 -6.55 47149 -7.89 0 201 20.803 -6.75 48358 -15.04 1 201 20.828 -8.75 49868 -5.06 2 201 21.036 -12 51219 -4.6 3 201 21.246 -10 53020 -2.09 4 201 21.765 -9.65 54778 -0.51 -9.25 5 -8.6 -7.16 201 22.078 -6.95 55829 -1.4 -6.7 6 201 22.451 57534 -2.28 7 201 22.730 60054 -1.34 8 201 23.045 62565 -0.99 9 202 23.208 60758 -1.98 0 Nguồn:Tổng cục thống kê  Mô hình gồm 4 biến: 1 Biến phụ thuộc: Y (Y: Tỷ giá hối đoái giữa VND và USD (VND)) 2 Biến độc lập X, Z, T X: Chênh lệch lãi suất (%) Z: Chênh lệch thu nhập (USD/người/năm) T: Chênh lệch lạm phát (%) Dự đoán kỳ vọng giữa các biến : Giả thuyết H1: X tác động ngược chiều lên Y Giả thuyết H2: Z tác động cùng chiều lên Y Giả thuyết H3: T tác động ngược chiều lên Y 2.2 Xây dựng mô hình nghiên cứu và ý nghĩa các hệ số 4.1.3 Kiểm định Glejser { Với mức ý nghĩa = 5%, kiểm định bài toán: H0: Mô hìnhkhông có PSSS thay đổi H 1: Mô hìnhcó PSSS thay đổi P-value = 0,0027 < 0,05  bác bỏ H0, chấp nhận H1  Mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi KẾT LUẬN: Mô hình có hiện tượng phương sai sai số thay đổi 4.2 Tự tương quan 4.2.1 Kiểm định d (Durbin – Watson) ` Xét mô hình: Yt = -1,854520 – 0,399638Xt + 0,000362Zt – 0,026464Tt { Bài toán kiểm định: H0: Mô hìnhkhông có tự tương quan H 1: Mô hìnhcó tự tương quan n ∑ (et−et−1)2 Tiêu chuẩn kiểm định: d= n t=2 ∑ et2 t =1 dL du dl dl (1) (2) (3) (4) (5) 0 0,857 1,728 2 2,272 3.143 4 Với n =16, α=5%, k’= k-1 = 2  d L= 0.857, dU= 1,728 Durbin-Watson = 1,159930 ∈ (2) nằm trong khoảng (d L, dU)  Vậy chưa thể xác định được mô hình có hiện tượng tự tương quan hay không 4.2.2 Kiểm định BG (Breuch – Godfrey)  Tự tương quan bậc 1 Ta có mô hình: e^ t = 0,516646 + 0,050415Xt + (-1,32E-06)Zt + 0,013271Tt + 0,461990 et-1 { { Bài toán kiểm định: H0: Mô hìnhkhông có tự tương quan bậc 1 H → H0: ρ1=0 1: Mô hìnhcó tự tương quan bậc 1 H1 : ρ1≠ 0 Tiêu chuẩn kiểm định: 𝒳2 = (𝑛 − 1) R¿2 Nếu 𝐻0 đúng thì 𝒳2~ 𝒳2(1) Ta có P-value = 0,0815 > 0,05  Chưa đủ cơ sở bác bỏ H0  Vậy Mô hình không có tự tương quan bậc 1  Tự tương quan bậc 2 Ta có mô hình: e^ t= 0,791204 – 0,056482Xt +(-1,89E-05)Zt + 0,040247Tt +0,695739 et-1- 0,678972et-2 Bài toán kiểm định: { { H0: Mô hìnhkhông có tự tương quan bậc 2 → H0 : ρ1=ρ2=0 H 1: Mô hình có tự tương quan bậc 2 H1:∃ ρj ≠ 0( j=1 ,2) Tiêu chuẩn kiểm định: 𝒳2 = (𝑛 − 2) R¿2 Nếu H0 đúng thì 𝒳2~ 𝒳2(2) Ta có P-value = 0,0261 < 0,05 -> Bác bỏ H0, chấp nhận H1  Vậy Mô hình có tự tương quan bậc 2  Tự tương quan bậc 3 Ta có mô hình: e^ t = 1,378381 – 0,102939Xt – 3,36E-05Zt + 0,073742Tt + 0,89474 et-1 – 0,485070 et-2 – 0,436323 et-3 Bài toán kiểm định: { { H0: Mô hìnhkhông có tự tương quan bậc 3 → H0 : ρ1= ρ2=ρ3=0 H 1: Mô hìnhcó tự tương quan bậc 3 H1:∃ ρj ≠ 0( j=1 ,3) Tiêu chuẩn kiểm định: 𝒳2 = (𝑛 − 3).R¿2 Nếu 𝐻0 đúng thì 𝒳2~ 𝒳2(2) Ta có P-value = 0,0390 < 0,05  Bác bỏ H0, chấp nhận H1  Vậy Mô hình có tự tương quan bậc 3  Tự tương quan bậc 4