5. Nội dung nghiên cứu
3.2.1. Kết quả thực nghiệm đối với biến Log(tCases) và 4 chỉ số toàn diện
Nhóm xem xét liệu rằng sự bùng nổ của Covid và những chính sách của chính phủ để đối phó với đại dịch có ảnh hưởng đến sự biến động của tỷ giá hối đoái. Bảng 2 trình
27
bày kết quả ước lượng GMM của biến Log(tCases) và bốn chỉ số toàn diện. Cột 1–4 trình bày ST, GR, CH và ES.
Điều kiện của việc sử dụng GMM hệ thống để ước lượng là không có tự tương quan trong thuật ngữ nhiễu εit. Kiểm định Arellano và Bond của tự tương quan bậc hai không bác bỏ giả thuyết H0 trong tất cả các phương trình, cho thấy rằng các kết quả từ các ước lượng SGMM là nhất quán. Là một kiểm tra sự tự tương quan và ràng buộc quá mức, kết quả p – value của kiểm định của Sargan Test càng tiến về 1 thì mô hình sẽ càng chứng minh tính hợp lệ của các biến. Biến (1) (2) (3) (4) L.ERt 0.4422*** 0.3076*** 0.3214*** 0.1312 Log(tCases) 0.5244*** 1.2358016*** 1.1346095*** 0.0384* SI -0.0004* GR 0.0018** CH 0.0009** ES -0.0004** Rate -0.9809 -0.4354** -1.7543*** -1.0405 CPI 0.5870* 0.0748*** 0.5185 1.6521** Log(FER) 0.0037*** 0.0201*** 0.0188** 0.0025 Constant -0.0663*** -0.0498*** -0.0610*** -0.2599*** Obs 80 60 60 60 AR(1) (p-value) 0.074 0.01 0.021 0.001 AR(2) (p-value) 0.399 0.435 0.383 0.255 Sargan (p-value) 0.654 0.868 0.758 0.598 Mức ý nghĩa *: 10% **: 5% ***: 1%
Bảng 2: Ước lượng GMM: Log(tCases) và 4 chỉ số toàn diện
Giá trị ước lượng tham số trong Bảng 2 cho thấy sự gia tăng tỷ lệ các trường hợp được xác nhận nhiễm covid theo tháng đã tác động cùng chiều đến sự biến động tỷ giá hối đoái. Ví dụ, trong cột (1) hệ số hồi quy của các trường hợp được xác nhận mỗi tháng một
28
lần là 0.5244, có nghĩa là khi các ca nhiễm được xác nhận theo tháng tăng 1%, thì chênh lệch tỷ giá hối đoái tăng 0.5244%. Kết quả hồi quy trong cột (1) - (4) đều xác nhận rằng sự không ổn định do COVID-19 gây ra đã thực sự khiến sự biến động tỷ giá hối đoái tăng một cách đáng kể. Phát hiện này tương tự với phát hiện của Sharif et al. (2020), người đã phát hiện ra rằng sự gia tăng số lượng các trường hợp nhiễm Covid làm tăng sự biến động trên thị trường tài chính Hoa Kỳ. Obstfeld và cộng sự. (1996) chỉ ra rằng sự không ổn định của các chính sách kinh tế sẽ khiến các nhà đầu tư phải điều chỉnh kỳ vọng của họ đối với các chính sách và nền kinh tế, từ đó dẫn đến biến động tỷ giá hối đoái.
Khi biến phụ thuộc trễ và biến đại dịch COVID-19 được kiểm soát, nhóm thấy rằng biến SI là âm và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%, nghĩa là khi chính phủ áp dụng các biện pháp chống dịch nghiêm ngặt hơn thì sẽ giảm thiểu được số ca nhiễm, từ đó hạn chế biến động tỷ giá hối đoái. Tương tự, các biến GR và CH đều âm, cho thấy chỉ số phản ứng của chính phủ và chỉ số ngăn chặn và sức khỏe nói chung có thể ngăn chặn sự biến động tỷ giá hối đoái. Trung bình, việc thực hiện các biện pháp giãn cách xã hội có thể làm giảm tỷ lệ mắc COVID-19 ở mức 13% (Islam và cộng sự, 2020). Do đó, việc thực hiện các biện pháp ứng phó với đại dịch của chính phủ sẽ phát một tín hiệu mạnh mẽ đến thị trường và nhà đầu tư rằng chính phủ có khả năng kiểm soát sự lây lan của dịch bệnh, làm tăng niềm tin của nhà đầu tư, ổn định thị trường tài chính và hạn chế biến động tỷ giá hối đoái (Huang và Zheng, 2020).
Đối với chỉ số ES, hệ số hồi quy cũng ngăn chặn đáng kể sự biến động của tỷ giá hối đoái ở mức 5% và kết quả thực nghiệm cho thấy rằng với việc tăng cường chính sách hỗ trợ kinh tế của chính phủ thêm một đơn vị, biến động tỷ giá hối đoái giảm 0,004%. Chỉ số ES trong Phụ lục bao gồm các thước đo cụ thể ở hai khía cạnh: trợ cấp thu nhập và xóa nợ hộ gia đình. Theo Monacelli và Perotti (2010), chi tiêu trực tiếp của chính phủ để cung cấp hỗ trợ kinh tế cho các hộ gia đình có thu nhập thấp có thể được coi là một chính sách tài khóa mở rộng nhằm tăng tiêu dùng của khu vực tư nhân và ngăn biến động tỷ giá hối đoái.
Đối với các biến kiểm soát, kết quả hồi quy đối với lãi suất từ cột (1) đến (4) đều cho thấy tác động tiêu cực đáng kể đến biến động tỷ giá hối đoái, trong khi dự trữ ngoại hối có tác động ngược lại. Đối với chỉ số giá tiêu dùng trong cột (2) và (3), tất cả đều có tác
29
động làm tăng sự biến động tỷ giá hối đoái. Goldberg và Campa (2010) đã phân tích chỉ số giá tiêu dùng (CPI) và dữ liệu tỷ giá hối đoái tương ứng của 21 nền kinh tế công nghiệp phát triển và phát hiện ra mối tương quan giữa chỉ số giá tiêu dùng và tỷ giá hối đoái biến động.