Tiểu luận Đầu tư tài chính NHỮNG YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC TRONG NỀN KINH TẾ NHỎ MỞ: BẰNG CHỨNG TỪ CANADA

Tiểu luận Đầu tư tài chính NHỮNG YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC TRONG NỀN KINH TẾ NHỎ MỞ: BẰNG CHỨNG TỪ CANADA Bài nghiên cứu phát triển một mô hình lý thuyết tiền tệ về tỷ giá hối đoái thực và chỉ ra rằng về lâu dài tỷ giá hối đoái thực là một hàm của cung tiền thực, tỷ giá quốc tế trong và ngoài nước, GDP thực, chi tiêu chính phủ thực, thâm hụt trên GDP, dư nợ trong và ngoài nước trên GDP, nợ được tài trợ bên trong và ngoài nước trên GDP và giá cả hàng hóa. Mô hình sử dụng dữ liệu ở Canadia (thời kì từ quý 1 năm 1972 đến quý 3 năm 2010).

NHỮNG YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC TRONG NỀNKINH TẾ NHỎ MỞ: BẰNG CHỨNG TỪ CANADA

1.Giới thiệu

Tỷ giá hối đoái thực, là một chỉ tiêu đo lường mức độ cạnh tranh giá cả-chi phí, cóthể làm mất đi tác động đáng kể của nó trong việc giải thích dòng chảy thương mại(trade flows) nếu những yếu tố quyết định cơ bản của nó không được biết tới Cácbiến vĩ mô cơ bản là những yếu tố quyết định tỷ giá hối đoái theo các mô hình tỷgiá hối đoái chuẩn Nếu các ngân hàng trung ương tuân theo các quy tắc Taylor(Mark, 2009), điều này chỉ ra rằng các yếu tố cơ bản quyết định tỷ giá hối đoái cóthể bao gồm khoảng cách lạm phát kì vọng tương ứng và khoảng cách đầu ra tươngứng Theo Mark (2009), các biến cơ bản và các kì vọng hợp lý giải thích khá yếucho tỷ giá hối đoái thực trong tổng quan nghiên cứu gần đây.

Theo kết quả nghiên cứu của Devereux (1997), dưới tác động của giá kết dínhngắn hạn (short-run sticky prices) và tính linh hoạt vốn cao (Các mô hình dạngMundell-Fleming-Dornbusch), sự biến động của tỷ giá hối đoái danh nghĩa sẽchuyển dịch theo tỷ lệ 1:1 sang tỷ giá hối đoái thực Trong những mô hình như thế,

tỷ giá hối đoái danh nghĩa thì dễ thay đổi hơn so với gốc cơ sở của nó trong ngắnhạn, nhưng vì giá cả thực hiện điều chỉnh trong dài hạn tỷ giá hối đoái thực hội tụvề mức cân bằng dài hạn theo cùng tỷ lệ Hơn nữa, trong dài hạn, tỷ giá hối đoáithực hội tụ về ngang giá sức mua (PPP) ám chỉ rằng các biến vĩ mô cơ bản khôngcó bất kì tác động nào tới tỷ giá hối đoái thực.

Một quan điểm khác cho rằng giá cả hoàn toàn linh hoạt và tỷ giá hối đoái thựcđiều chỉnh đối với nhiễu thực (real disturbances) và chính sách tài khóa Chínhsách tiền tệ không thể ảnh hưởng tới tỷ giá hối đoái thực, theo như trong quan điểmcân bằng này thì cả giá và tỷ giá hối đoái danh nghĩa điều chỉnh theo cùng tỷ lệ đốivới bất kì cú sốc tiền tệ nào, Devereux (1997) Tuy nhiên, có khả năng là giá cảcủa tất cả hàng hóa được thiết lập theo tiền tệ trong nước và chỉ được điều chỉnhtheo thời gian Trong trường hợp này chúng ta có thể có hai loại độ cứng nhắc củagiá cả: Đầu tiên, sự thiết lập giá cả so le, khi mà giá cả được thiết lập trước chomột số thời kì tương lại định sẵn; thứ hai, cơ chế thiết lập giá cả được điều chỉnhtheo từng phần, được giải thích bởi Calvo (1983), được thể hiện trong mẫu,Kollman (1997) người cung cấp những bằng chứng về tính biến động tỷ giá hốiđoái thực từ những nước G7.

Với việc không có các rào cản thương mại và các kì vọng hợp lý, chúng tôi sẽ kìvọng ngang giá sức mua PPP được giữ trong dài hạn mà không kể đến sự kết dínhhay linh hoạt của giá cả trong ngắn hạn Husted và MacDonald (1998), sử dụng dữliệu bảng, cung cấp bằng chứng hỗ trợ cho tỷ giá hối đoái song phương của đồngĐô la Mỹ, Mác Đức và Yên Nhật Sideris (2008), sử dụng dữ liệu của 6 nướcTrung và Đông Âu, cho thấy PPP duy trì khi có sự can thiệp chính thức trong thịtrường hối đoái được kếp hợp (incorporated) Tuy nhiên, nghiên cứu cho thấy rằngtỷ giá hối đoái thực không ổn định trong 5 trong số các nước này Narayan (2008),sử dụng dữ liệu bảng đối với 16 nước OECD, các bằng chứng về sự tồn tại củaPPP khi breaks được xem xét Salehizadeh và Taylor (1999) chỉ ra PPP được duytrì trong dài hạn đối với 14 trong tổng số 27 quốc gia mới nổi.

Tuy nhiên, có quan điểm cho rằng không có bằng chứng thực nghiệm đủ mạnh nàođể hỗ trợ cho PPP trong dài hạn, ví dụ như theo Devereux (1997) và trong phầntổng quan được trích dẫn Một lời giải thích hợp lý cho sự chệch từ PPP như thế đólà tỷ giá hối đoái danh nghĩa và giá cả phản ứng đối với các yếu tố vĩ mô cơ bảntheo những tỷ lệ khác nhau để tạo ra những biến động trong các biến vĩ mô, đặc

biệt các biến tiền tệ và tài khóa, từ đó dẫn tới những biến động trong tỷ giá hối đoáithực, một cách cụ thể trong dài hạn Mục tiêu của nghiên cứu này là để phát triểnvà kiểm định một mô hình của tỷ giá hối đoái thực mà nó được sử dụng để kiểmchứng cho sự giải thích này

Theo một số nghiên cứu học thuật, sự biến động của tỷ giá hối đoái thực bắt nguồnhầu hết từ các nhân tố bên ngoài hay sự khác biệt giữa các nhân tố bên ngoài vàbên trong ( ví dụ theo Calvo và cộng sự, 1993; Del Negro và Obiols-Hums, 2001;Kanas, 2005; Kandil và cộng sự 2007; Hamori và Hamori, 2011) Một số nghiêncứu sử dụng một hay một số biến tài khóa cũng như là các biến vĩ mô để xác địnhtỷ giá hối đoái thực (Ví dự như theo Edwards, 1988; MacDonald, 1998;Canzoneri và cộng sự, 2003; Égert và cộng sự, 2006; Candelonet và cộng sự,2007; Kim and Roubini, 2008; Müller, 2008; Galstyan and Lane, 2009;Cayen và cộng sự, 2010; EttaNkwelle và cộng sự, 2010; Chowdhury, 2012).Hơn nữa, một số nghiên cứu bỏ qua hầu như hoàn toàn các biến vĩ mô cơ bản, đặcbiệt là các biến tài khóa (ví dụ như Schlagenhauf và Wrase, 1995; Devereux,1997; Kim, 2007; Morales-Zumaquero, 2006; Uz và Ketenci, 2010).

Trong bài nghiên cứu này, tôi xây dựng một mô hình tỷ giá hối đoái thực mà nó cóthể chứng minh sự ảnh hưởng vửa cả biến tài khóa lẫn tiền tệ, gồm tất cả các biếnvĩ mô cơ bản có liên quan Theo như hiểu biết của tôi, tôi chưa từng thấy mô hìnhnào như vậy trong tổng quan nghiên cứu hiện nay Đó là đóng góp đầu tiên củanghiên cứu này.

Chúng ta cũng nên đề cấp đến việc ước lượng các mối quan hệ đồng liên kết dàihạn mà không có nghiên cứu trước đây nào tính đến yếu tố động dynamics ngắnhạn của hệ thống để điều chỉnh cho các nhận tố (cụ thể là khủng hoảng tàichính/kinh tế, những thay đổi hệ thống chính sách và những thay đổi ngoại sinh)mà có thể ảnh hưởng đến các yếu tố động dynamics ngắn hạn của hệ thống Kia(2996b) cho thấy rằng các kế quả sẽ bị chệch nếu chúng ta bỏ qua yếu tố này.

Mô hình được ước lượng với dữ liệu ở Canada, khi đó tôi cho phép các yếu tốđộng dynamics ngắn hạn của hệ thống kết hợp với sự thi hành lạm phát mục tiêucủa ngân hàng Canada và Bộ tài chính , hiệp định mâu dịch tư do và Nafta cũngnhư cuộc khủng hoảng tài chính Mỹ gần đây Nó chỉ ra rằng, trái ngược với tổngquan nghiên cứu trước đây (ví dụ như Mark, 2009), các biến cơ bản thể hiện rất tốt

trong dài hạn Đây là đóng góp khác của bài nghiên cứu này Hơn thế nữa, theonhư ghi nhận về Canada, theo bảng 1, có mức độ mở cửa cao nhất trong số cácquốc gia G7 Vì vậy, bộ dữ liệu về Canada là những quan sát tốt để kiểm định môhình.

Phần tiếp theo mô tả mô hình và theo sau đó là phần dữ liệu và các các kết quả ướclượng dài hạn Phần 4 ghi nhận các mô hình động ngắn hạn Phần 5 phân tích cácphản ứng của tỷ giá hối đoái thực đối với các cú sốc và cuối cùng là kết luận rút ra.

2 Mô hình

Giả định mẫu đại diện trong nền kinh tế có những sở thích được cho bởi:(1)

Trong đó U(Ct, Ct*, gt, ktmt, kt*mt*) = (1-α)-1 (Ct.α1Ct* α2gt α3)1- α + ξ 1[(mt/kt)η1 (mt*/kt*)η2]1-η.

*(1-η)-Hơn nữa, α1, α2, α3, α, η1, η2, η và ξ là các thông số dương và 0.5 < α < 1 và 0.5< η <1 Giả định sau cùng (0.5 < α < 1 và 0.5 < η <1) thì được cần để đảm bảo mứccầu chuẩn của tiền Vì không có bất kì kết quả dưới đây nhạy cảm với độ lớn củaα1, α2, α3, α, η1 và η2, để cho đơn giản, chúng tôi giả định những thông số này tấtcả bằng từ 0 cho tới 1 Ở đây ct và ct* tương ứng là hàng hóa thực tiêu dùng đơnlẻ, không tích trữ được, trong nước và ngoài nước mt và mt* tương ứng là sự nắmgiữ cán cân tiền mặt thực trong nước (M/p) và ngoài nước (M*/p*) E là toán tử kìvọng, và là nhân tố chiết khấu thỏa mãn 0 < β < 1 Chi tiêu chính phủ thực đối vớihàng hóa và dịch vụ (g) được giả định là “một điều tốt” Trong khi xây dựng hàmthỏa dụng (1), để đơn giản, theo Cox (1983), Drazen và Helpman (1990), Hueng(1999) và Kia (2006a) và nhiều người khác, chúng tôi giả định rằng nguồn đầu ratổng cộng được cho là ngoại sinh Nói theo cách khác, chúng tôi giả định lao độngđược cung ứng một cách không co dãn Ghi chép cho rằng không có kết quả nảo sẽbị tác động nếu chúng ta nới lỏng giả định này 1

Chi tiêu chính phủ bao nằm trong các sở thích được dưa trên giả định lợi ích các cánhân được từ các dịch vụ của chính phủ , ví dụ như đường xá, thức ăn sạch sẽ, antoàn mà được xem xét kĩ, vân vân… cung cấp một thỏa dụng cao hơn cho ngườitiêu dùng Như một sự lựa chọn, theo tổng quan nghiên cứu, chúng tôi có thể cân

nhắc g như mức cầu chung cho hàng hóa công Thật ra, sự cho phép sở thích người

tiêu dùng có thể phụ thuộc vào chi tiêu chính phủ thì không mới trong tổng quannghiên cứu, có thể thấy đó là Kia (2006a) và các tài liệu tham khảo trong đó, TheoSidrauski (1967), nó được giả định các dịch vụ của tiền được đưa vào trong hàmthỏa dụng Ngoài ra, theo Stockman (1980), Lucas (1982), Guidoti (1993), Hueng(1999) và Kia (2006a), nó được giả định rằng sức mua nội địa và hàng hóa nướcngoài được tạo ra với những tiền tệ (currency) trong nước và ngoài nước tướngứng, và vì vậy, các dịch vụ của cả tiền tệ (currency) trong lẫn ngoài nước được đưavào trong hàm thỏa dụng Cho phép chúng tôi chọn các đơn vị cũng theo cách nhưvậy đó là các dịch vụ của tiền trong nước S thì bằng m và các dịch vụ của tiềnnước ngoài S* thì bằng m* Có một điều chú ý đơn giản chỉ cho biết là không cóbất kì kết quả nào trong nghiên cứu này sẽ thay đổi nếu thay vì các dịch vụ củaSidrauski về tiền trong hàm thỏa dụng chúng tôi gỉa định là một mô hình shoppingtime hoặc cash-in-advance

Theo Kim (2000) và Kia (2006b), biến kt, là cái mà tổng hợp rủi ro kết hợp vớiviệc nắm giữ tiền trong nước, cũng được đưa vào Tuy nhiên, trái với Kim, chúngtôi giả định biến k là một công thức của các biến tài khóa biết trước trong dài hạnvà hệ thống chính sách và chính trị thay đổi trong ngắn hạn Hơn thế nữa, chúng tốigiả định kt cũng bao gồm rủi ro tiêu cực Chúng tôi mặc định trong dài hạn:

(2)

Giả định rằng động lực trong ngắn hạn của các biến rủi ro (log(K)) bao gồm mộtbộ của các biến giả xen vào cái mà tính toán cho cơn khủng hoảng kinh tế, nhữngphát kiến như là sự thay đổi chế độ chính sách ảnh hưởng đến cung tiền Các biếndefgdp, debtgdp, fdgdp, và com tương ứng lần lượt là thâm hụt ngân sách thực trênGDP, nợ chính phủ chưa được chi trả trên GDP, nợ tài chính nước ngoài của chínhphủ trên GDP, và giá cả hàng hóa Chúng tôi giả định rằng nợ chính phủ trả cùngmức lãi suất với tiền gửi tại Ngân hàng Trong một đại diện môi trường rủi ro thaythế tính thực tế hoặc là tài sản sinh lãi của tiền tệ Ví dụ khi đại diện nợ công trênGDP gia tăng cho thấy sự gia tăng của thuế trong tương lai hoặc gia tăng cung tiền

(lạm phát) Cùng một thời điểm, mối quan hệ giữa nợ chính phủ chưa được chi trảvới quy mô nền kinh tế càng cao thì rủi ro của môi trường cũng càng cao Các cánhân nắm giữ các trái phiếu này để lấp đầy lỗ hổng giữa chi tiêu và thu nhập củalao động trong tương lai, bao gồm chi phí thuế Do đó chúng tôi giả định rằng cáchệ số hằng số k0 >0,k1>0 Hơn nữa một sự gia tăng trong nợ của chính phủ đượcnắm giữ bởi nhà đầu tư nước ngoài được xem như là một nguyên nhân gây ra sựphá giá của đồng nội tệ trong tương lai Đặc biệt, khi một khoản lớn trái phiếu dochính phủ phát hành được nắm giữ bởi các nhà đầu tư nước ngoài, khi đó luôn luôncó rủi ro rằng những nhà đầu tư này sẽ phá giá những trái phiếu này Hành độngnày là kết quả của việc gia tăng cung tiền của quốc gia và đó là một sự phá giá tiềntệ Do đó, nhu cầu cho tiền tệ trong nước sẽ giảm nếu một phần lớn nợ của chínhphủ được tài trợ từ bên ngoài, nghĩa là k2>0 Cuối cùng, kể từ khi Canada là mộtquốc gia định hướng hàng hóa (commodity oriented) , khi giá cả hàng hóa gia tăngrủi ro có liên hệ với việc nắm giữ đồng Canada, tất cả đều sẽ giảm ngoại trừ cáchằng số, nghĩa là k3<0

Chúng tôi cũng giả định rằng k* tổng cộng rủi ro liên hệ với việc nắm giữ đồngngoại tệ, như là đồng tiền Đôla Mỹ.

log(k∗) = k∗ debtgdp∗t + k∗fdgdp∗t (3)

Các biến debtgdp∗ và fdgdp∗ lần lượt là nợ chưa được chi trả của nước ngoài trênGDP nước ngoài và nợ được tài trợ bởi các quốc gia nước ngoài trên GDP nướcngoài (internationally foreign government financed debt per foreign GDP) Một sựgia tăng của nợ nước ngoài được giả định có sự kết hợp với sự tiền tệ hóa nợ côngtrong tương lai và ngoại tệ có giá trị thấp hơn (ví dụ như nhu cầu ngoại tệ thấphơn), do đó k*0 > 0 Tương tự với đồng nội tệ, một sự gia tăng trong khoản nợcông được nắm giữ bởi nhà đầu tư hoặc chính phủ nước ngoài có thể xem nhưnguyên nhân gây ra sự phá giá của đồng ngoại tệ trong tương lai, tức là k∗0 > 0.Tương tự với Eq (2), chúng ta giả định phương trình (3) được nắm giữ các vấn đềđến các động lực ngắn hạn của hệ thống Hơn nữa, giả định rằng các động lực ngắnhạn của các biến rủi ro có liên hệ với việc nắm giữ ngoại tệ [log(k*)] bao gồm cácbiến giả xen vào để tính toán các cuộc khủng hoảng kinh tế, thay đổi chính trị hoặcthay đổi chế độ chính sách, những yếu tố ảnh hưởng đến giá trị của ngoại tệ

Chúng tôi cũng giả định rằng đồng USD đại diện cho ngoại tệ Các biến g, defgdp,debtgdp và fdgdp được cho, người tiêu dùng tối đa hóa phương trình (1) hướng đếnnhững ràng buộc về ngân sách như sau:

Trong đó τ_t là giá trị thực của sự chuyển nhượng 1 lần hoặc thuế khoán đượcnhận hoặc chi trả bởi người tiêu dùng, qt là tỷ giá hối đoái thực, được định nghĩa làEt p_t^*/pt, Et là tỷ giá hối đoái danh nghĩa (giá trong nước của ngoại tệ), p_t^*và pt lần lượt là mức giá trong nước và mức giá nước ngoài của hàng hóa nội địavà hàng hóa nước ngoài yt là vốn góp (thu nhập) thực hiện tại được nhận bởi cáccá nhân, m_(t-1)^* là số ngoại tệ thực tại thời điểm bắt đầu của thời kỳ, dt là nợcông nội địa thực trong 1 thời kỳ được trả tỷ lệ R của lợi nhuận, d*t là trái phiếungoại tệ thực 1 thời kỳ được phát hành trả lãi suất risk – free R*t Giả định tiếptheo là dt và d*t chỉ là hai tài sản tài chính có thể lưu trữ được

Tối đa hóa sự ưu tiên đối với m, c, m*, c*, d và d*, và lệ thuộc vào sự giới hạnngân sách(4) cho đầu ra được cho và các biến fiscal, will yield:

Như chúng ta đã thấy trong phương trình 6, đối với rủi ro từ nước ngoài có n < 1liên quan đến việc nắm giữ ngoại tệ sẽ đưa đến sự sụt giảm cầu ngoại tệ Sử dụngphương trình (5) và (6), và giả định sự tiêu thụ hàng hoá thực tế trong thị trườngnội địa (Ct) là là một hàm cố định (ω ) của thu nhập nội địa thực tế (yt), giả định ω= 1, ta có:

Cần lưu ý rằng ảnh hưởng của k và k* là âm, tác động đến cả rủi ro nội địa và rủiro từ nước ngoài liên quan đến việc nắm giữ các đồng nội tệ và ngoại tệ làm sụtgiảm cầu của đồng nội tệ Nguyên nhân của việc này, như được trình bày trongphương trình (6), cầu của đồng nội tệ (m) có tương quan dương với cầu của đồngngoại tệ (m*) Do vậy, khi mà k* tăng trưởng, m* sẽ sụt giảm tương ứng với sự sụtgiảm của m.

Tại điểm cân bằng, chúng ta sẽ có log(mt) = log(mst), ms là biến cung tiền Thaythế log(ms) cho log (m) tại phương trình (7) và thay thế phương trình (2) và (3)cho log(k) và log(k*) trong phương trình (7) và giải quyết cho kết quả log(qt) nhưsau:

Phương trình (8) là mối quan hệ dài hạn của tỷ giá thực tế Chúng tôi đã thêm cácyếu tố rủi ro được giả định là nhiễu trắng – hoàn toàn ngẫu nhiên (to be whitenoise) Theo phương trình nay, cung tiền cao hơn và lãi suất cao hơn đưa đến tỷ giátrao đổi thực thấp hơn trong dài hạn Một cách giải thích khả thi là cung tiền caohơn hay lãi suất cao hơn sẽ gây ra giá cao hơn trong dài hạn thể hiện qua tỷ giá traođổi thực tế thấp hơn Thu nhập thực tế cao hơn đưa đến tỷ giá trao đổi thực tế caohơn trong dài hạn Thu nhập thực tế cao hơn đưa đến sự cầu tiền cao hơn và giá cảthấp hơn và do đó là tỷ giá cao hơn (Dịch đến đây là điên luôn, đề nghị đọc bài gốcđể biết thêm chi tiết)

Chi tiêu chính phủ cao hơn đưa dến sự một sự cầu tiền thấp hơn, và do đó, nhu cầuhàng hoá và dịch vụ cao hơn và do đó một mức giá cao hơn và tỷ giá trao đổi thựctế thấp hơn Điều này cũng đúng khi áp dụng cho trường hợp thâm hụt, nợ côngcao hơn dự tính và các nguồn tài trợ bên ngoài Giá của hàng hoá tiện nghi cao hơnđưa đến nhu cầu cao hơn đối với đồng nội tệ, và do đó, điều này đưa đến việc đồngtiền Canada tăng giá (tỷ giá trao đổi thực tế thấp hơn) Lãi suất nước ngoài cao hơn(a higher foreign interest rate) đưa đến cầu tiền thấp hơn và gây ra kết qua là nhucầu tiêu dùng hàng hoá và dịch vụ cao hơn Mức cầu cuối cùng đưa đến một mứcgiá cao hơn, và do đó, tỷ giá trao đổi thực tế thấp hơn Các yếu tổ ảnh hưởng đếnrủi ro liên quan đến việc nắm giữ tiền tệ, Ví dụ, nợ và nợ nước ngoài tài trợ choviệc cho vay nợ nước ngoài (debt and foreign debt financing of the foreign debt),cũng đưa đến việc tỷ giá trao đổi thực tế thấp hơn Điều này là nguyên nhân của

thực tế rằng các yếu tố đó làm sụt giảm cầu ngoại tệ ($US) Điều này nên đượcnhấn mạnh rằng phương trình (8) trong dài hạn cũng có thể được áp dụng cho mộtđộng lực ngắn hạn của một hệ thống bao gồm các biến tĩnh (stationary) đại diệncho khủng hoảng cũng như sự thay đổi chính sách của một quốc gia và các yếu tốngoại sinh khác ảnh hưởng đến cả nội địa và các quốc gia khác.

Tóm lại, chúng ta có thể nhận thấy rằng mô hình phát triển trong bài nghiên cứunày khác biệt với các mô hình trước đây, ví dụ, Mundell-Fleming, nhưng nó có thểkết hợp chặt chẽ cả các biến tiền tệ và biến tài khoá, bao gồm cả sụ thâm hụt, nợ vàquản lý nợ trong dài hạn.

3 Dữ liệu và những kết quả dài hạn3.1 Dữ liệu

Mô hình nghiên cứu sẽ được ước lượng dựa trên bộ dữ liệu hàng quý của Canadatừ Quý I/1972 đến Quý III/2010 Việc lựa chọn kỳ quan sát này là dựa theo khoảngthời gian khi Canada đã hoàn toàn thực hiện một chế độ tỷ giá linh hoạt và thực tếthì lịch sử giá hàng hóa chỉ được ghi nhận từ 1972 Canada được chọn nghiên cứubởi vì quốc gia này có độ mở tài chính cao nhất trong số các nước G7 (xem Bảng1) Hơn vì, vì đối tác thương mại lớn của Canada là Mỹ nên tỷ giá thực giữaCanada và Mỹ được lựa chọn Ví dụ, tỷ lệ phần trăm trung bình của tổng xuất khấuvà nhập khẩu của Canada với đối tác Mỹ trên toàn bộ tổng xuất khẩu và nhập khẩucủa Canada trong giai đoạn 1986-2009 là 72.10% Tỷ lệ này là 72.23% trong năm1986 và tăng thành 77.48% vào năm 1999 và đã giảm xuống còn 63.01% vào năm2009 Tổng các đầu tư trực tiếp và các đầu tư khác từ Mỹ cũng như danh mục đầutư của Mỹ ở Canada chiếm 57% GDP của Canada năm 2009.

Dữ liệu Canada được lấy từ cơ sở dữ liệu của Hệ thống quản lý thông tin kinh tế xãhội Canada (CANSIM) Dữ liệu Mỹ được lấy từ cơ sở dữ liệu của Cục dữ trữ liênbang St Louis (FRED) Một số dữ liệu bị thiếu đối với cả hai nước được lấy từphiên bản trực tuyến Thống kê Tài chính quốc tế (IFS) Vào ngày 22/03/2002, cácđơn vị tiền tệ được điều chỉnh lịch sử nhằm tính đến việc Ngân hàng thương mạihoàng gia Canada (CIBC) mua lại bộ phận kinh doanh bán lẻ của công ty Merrill

Lynch Canada Dữ liệu M1 được sử dụng trong bài nghiên cứu là dữ liệu điềuchỉnh 22/03/2002.

Để kiểm tra tính dừng của các biến, tôi sử dụng kiểm định Dickey-Fuller tăngcường và kiểm định Phillips-Perron phi tham số Ngoài ra, để tính đến khả nănggián đoạn trong hệ số chặn và hệ số góc, tôi cũng sử dụng các kiểm định được pháttriển bởi Lee & Strazicich (2003) (kiểm định này được điều chỉnh đối với 4 loạiphá vỡ cấu trúc), Perron (1997) và Zivot & Andrews (1992) Theo các kết quảkiểm định, tất cả các biến có liên kết bậc 1 (không dừng) Các biến này dừng saiphân bậc nhất Tuy nhiên, cần lưu ý là các thay đổi trong biến nợ/GDP đối với Mỹvà Canada là dừng chỉ ở mức tin cậy 90% theo kết quả kiểm định của Zivot &Andrews (1992) Để ngắn gọn, các kết quả này không được trình bày, nhưng vẫnđược sử dụng phân tích Toàn bộ dữ liệu liên quan được điều chỉnh theo yếu tốmùa Các lãi suất Mỹ được điều chỉnh trên cơ sở 365 ngày Các biến Canada vàMỹ liên quan tính theo đơn vị là triệu $.

3.2 Phương pháp dài hạn và những kết quả

Vì tất cả các biến trong phương trình 8 đều có nghiệm đơn vị, do đó trước tiênchúng tôi xác nhận có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa mức độ thay đổi thực vàcác yếu tố của nó, theo như lý thuyết bằng mô hình

Bảng 2 báo cáo kết quả kiểm tra hồi quy trên mô hình Trong mẫu thời kỳ, có mộtsố thay đổi trong chính sách và/hoặc những thay đổi ngoại sinh mà nó có thể ảnhhưởng đến những động lực ngắn hạn của hệ thống Bằng chứng bởi Kia (2006b),các mô hình bất biến có thời gian thay đổi

3 Sau khi ấn định một tỷ giá thả nổi trong những năm 1950, Canada đã quay sangchế độ tỷ giá cố định trong năm 1962 Sau đó đã quyết định trở lại tỷ giá thả nổivào tháng 6 năm 1970

4 Baum et al (1999) sử dụng cách tiếp cận khác nhau và một mẫu thời kỳ, nhậnthấy tỷ giá thực của Canada là không đứng im Hơn nữa, McMillan (2009) vàKilic(2009) cho thấy rằng tỷ giá thực của Canada không đứng im khi kiểm tra sựtuyến tính nghiệm đơn vị và một loạt các mô hình phi tuyến tính, và có một sựchuyển tiếp đối xứng dựa trên mô hình phi tuyến tính được sử dụng

Mẫu thời kỳ từ Quý 1-1972 đến quý 3-2010.lq là log của tỷ giá thực, ở đó q đượcđịnh nghĩa như Eq*/p, E là tỷ giá danh nghĩa (giá nội tệ của đồng đô la Mỹ), P* vàp là mức giá Mỹ và Canada (CPI), tương ứng lrm1 là log của M1 thực và I làlog[R /(1 + R )], trong đó R là tỷ lệ 3 tháng tại những điểm thập phân, ly là logcủa GDP thực, lrg là log của chi tiêu thực chính phủ vào hàng hóa và dịch vụ,defgdp và debtgdp là thâm hụt ngân sách và nợ/GDP, tương ứng fdgdp là số dư nợnước ngoài/GDP, và lcom là hàm log của giá cả hàng hóa i* = log[R */(1 + R*)] trong đó R* là tỷ lệ 3 tháng tại các điểm thập phân debtgdp* là số dư nợ số dưnợ Mỹ/ GDP, fdgdp* là số dư nợ/GDP, fdgdp* là dư nợ /GDP, fdgdp* là số dư nợnước ngoài Mỹ/GDP và Con là điều kiện cố định.

a a= chập nhận không có giá trị tại r = 1

b Bằng cách sử dụng sự điều chỉnh Barlett thống kê kiểm tra Trace đúng với lỗimẫu nhỏ, xem Johansen (2000, 2002)

C Bởi vì bao gồm nhiều biến giả trong mô hình động ngắn hạn, giới hạn phân phốicủa thống kê thứ hạng nên được mô phỏng Vì vậy, CATS 2 trong phần mềm máytính RATS được sử dụng Số lần lặp lại là 2500 với một chiều dài của bước đi ngẫunhiên là 400

d xấp xỉ p-value sử dụng thống kê kiểm tra sự hiệu chỉnh LM(1) và LM(2) là mộtvà hai lệnh kiểm tra Lagrangian Multiplier tương tự nhau.

Fig 1 Kiểm tra tỷ lệ đệ quy

*X(t) = sự mất cân bằng thực tế như là một hàm của tất cả các động lực ngắn hạnvà những biến giả.

R1(t) = sự mất cân bằng “sạch” đưa ra những hiệu chỉnh cho những hiệu ứng ngắnhạn

Những hệ số cần có một độ sâu sắc hơn về những thông số đặc trưng cho việc xửlý dữ liệu Đặc biệt sự tồn tại bất biến có thể phụ thuộc vào những hệ số thô hoặcnhững thông số cơ bản được đánh giá Kia (2006b) cũng cho thấy rằng mối quan

hệ dài hạn ước tính có thể bị sai lệch khi mà có sự thay đổi trong chế độ chính sáchphù hợp và/hoặc những cú sốc ngoài dự tính không được đưa vào mô hình độngngắn hạn Không có những nghiên cứu về tỷ giá thực cho đến nay, với, với tất cảhiểu biết của tôi, đã kết hợp chặt chẽ những yếu tố quan trọng này.

Nhằm mục đích giải thích cho những thay đổi chính sách liên tục và những yếu tốngoại sinh khác mà nó có thể ảnh hưởng đến hệ thống động lực ngắn hạn, sau đâynhững biến giả đã được xây dựng Inftartt ( = 1 cho năm 1991 , quý đầu tiên và sauđó, khác không )5 , Freet ( = 1 từ năm 1991, quý I và khác không)6, Nafta ( = 1 từnăm 1994 , quý I và không khác )7 , và cuộc khủng hoảng ( = 1 kể từ năm 2007,quý 4, sau đó và khác không)8 Nhiều hơn 3 biến giả đầu tiên xem Kia (2006b)9.Thực sự, các biến giả này, ngoại trừ biến giả Free, đều có ý nghĩa thống kê quantrọng trong các động lực ngắn hạn của tỷ giá hối đoái thực

Phương trình 8 được ước tính bằng cách cho phép đánh giá những đông lực ngắnhạn của phương trình mà bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi liên tục trong chính sáchđược thể hiện bằng biến giả trên Trong việc xác định chiều dài độ trễ, nên kiểmtra xem chiều dài của độ trễ là đủ chưa để có thể nhận những phần dư nhiễu ngẫunhiên Điều này được giới thiệu bởi Hansen và Juselius (1995, p 26), đặt p = r(mô hình không giới hạn) trong phương trình (8) và việc kiểm tra sự tự hồi quy vàheteroskedasticity Trong trường hợp này những phần dư là ước tính OLS từ môhình (8) Kiểm tra LM sẽ được sử dụng để xác nhận việc lựa chọn chiều dài độ trễ.Lệnh hồi quy (r) sẽ được xem xét bằng việc sử dụng kiểm tra Trace nó được pháttriển bởi Johansen và Juselius (1991) Vì thế chúng tôi cho phép hệ thống độngngắn hạn chịu ảnh hưởng bởi những biến giả nhằm giải thích cho sự thay đổi liêntục trong chính sách và khủng hoảng tài chính hiện tại chúng tôi cần phải môphỏng những giá trị quan trọng cũng như

5 Biến giả này giải thích cho việc giới thiệu về tỷ lệ lạm phát mục tiêu bởi phòngtài chính ngân hàng Canada trong tháng 1/1991 Rõ ràng, việc giảm lạm phát sựkhông chắc chắn việc gia tăng dịch vụ tiền

6 Biến giả này giải thích cho việc thực hiện hiệp định tự do thương mại giữaCanada và Mỹ trong tháng 1/1991