4. Đồng Euro (EUR)
3.2.4.Dự báo bằng phương pháp hồi quy
a. Giới thiệu mô hình hồi quy
Một phương pháp tiếp theo mà các nhà kinh tế học thường dùng để dự báo tỷ giá là dùng mô hình kinh tế lượng về nhân tố xác định tỷ giá. Sau đây là mô hình cấu trúc dùng để dự báo tỷ giá danh nghĩa đã được khảo sát bởi Meese and Rogoff (1983a,b) với các yếu tố được cho là ảnh hưởng tới tỷ giá, bao gồm:
- Lượng cung tiền (M2): Đây là một trong những yếu tố quan trọng tác động vào tỷ giá. Khi tỷ giá được thả nổi, lượng cung về tiền tệ sẽ ảnh hưởng đến sự biến động của tỷ giá. Theo quy luật cung – cầu, khi lượng cung với một đồng tiền tăng thì đồng tiền đó giảm giá và ngược lại.
- Tổng sản phẩm công nghiệp (Y): Hoạt động sản xuất của một nước quyết định đến lượng cầu về yếu tố đầu vào, tỷ lệ yếu tố đầu vào nội và ngoại nhập. Sản lượng công nghiệp cũng quyết định đến lượng hàng hóa trong nền kinh tế, giá cả hàng hóa, tỷ lệ hàng hóa nội và ngoại nhập. Như vậy, tổng sản phẩm công nghiệp quyết định đến lượng cầu về nội – ngoại tệ.
- Lãi suất trong ngắn hạn (R): Các nhà đầu tư trên thị trường quốc tế thường lợi dụng sự khác nhau giữa lãi suất các nước để mua bán các đồng tiền nhằm ăn chênh lệch. Hoạt động này khiến cho các dòng tiền tệ không ngừng ra vào một quốc gia, làm cho lượng cung – cầu nội tệ và ngoại tệ không ngừng thay đổi và dẫn đến tỷ giá thay đổi theo. Sở dĩ là lãi suất trong ngắn hạn vì lãi suất ngắn hạn ảnh hưởng trực tiếp đến các cơ hội ăn chênh lệch, vì cơ hội ăn chênh lệch dễ mất đi và các nhà đầu tư cũng thường chỉ căn cứ vào lãi suất ngắn hạn để tìm cơ hội kiếm lời chênh lệch.
- Lạm phát kỳ vọng (∏e): Kỳ vọng của mọi người trong xã hội về lạm phát cũng quyết định đến cầu về đồng tiền trong nước và về ngoại tệ. Khi dân chúng nghĩ lạm phát trong tương lai tăng thì họ sẽ có động lực tiêu dùng nhiều hơn trong hiện tại và dẫn đến lượng cầu về nội tệ tăng. Tương tự với trường hợp lạm phát được kỳ vọng giảm.
- Cán cân thương mại (TB): Hoạt động xuất nhập khẩu đem lại sự biến đổi về lượng nội tệ và ngoại tệ trong nền kinh tế, dẫn đến biến động về tỷ giá.
Cụ thể, theo MR, mô hình hồi quy tỷ giá là:
s = β0 + β1(mt – mt*) + β2(yt – yt*) + β3(rt – rt*)+ β4(∏et -∏e*t) + β5(TBt – TBt*) + ut Trong đó: s: Loga nêpe (ln) của tỷ giá giao ngay (GBP/USD)
m: Loga nêpe (ln) của lượng cung tiền
y: Loga nêpe (ln) của tổng sản phẩm công nghiệp r: lãi suất ngắn hạn
∏e: lạm phát kỳ vọng
TB: tỷ lệ tăng của cán cân thương mại u: biến ngẫu nhiên
(Biến với dấu * là của nước Anh27)
Do tỷ lệ lạm phát kỳ vọng là một biến số khó theo dõi nên có thể thay thế bằng một biến trễ là sự thay đổi của CPI hai nước.
Đối với hai nước công nghiệp phát triển như Anh và Mỹ, tổng sản phầm công nghiệp chiếm phần lớn trong tổng sản phầm công nghiệp quốc dân nên có thể thay thế biến số y là Logarit tự nhiên của GDP hai nước.
Như vậy, mô hình hồi quy sẽ là:
Trong đó: yt: Loga nêpe (ln) của GDP ct: biến trễ của CPI
b. Tổng hợp số liệu và hồi quy mô hình bằng eview
Dựa vào mô hình (1) tiến hành thu thập và xử lý số liệu được bảng số liệu (phụ lục 1)
Trong đó các số liệu được thống kê theo quý từ Q1/2005 tới hết Q2/2010, cụ thể: + Tỷ giá giao ngay được lấy theo báo cáo quý từ Ngân hàng trung ương các nước liên quan
+ Cung tiền (M2) theo báo cáo quý + GDP: số liệu thống kê theo quý
+ Lãi suất ngắn hạn: là lãi suất 30 ngày trung bình quý + Biến trễ CPI: năm cơ sở là năm 2000
+ Cán cân thương mại tích lũy: năm cơ sở là năm 2000
Kết quả hồi quy mô hình theo phương pháp bình phương nhỏ nhất OLS (Ordinary Least Squares)
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 09/29/10 Time: 17:02
Sample (adjusted): 2005Q1 2010Q2
Included observations: 22 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 23.42541 9.930101 2.359031 0.0314 X1 -2.309101 1.327638 -1.739256 0.1012 X2 -4.968691 2.100672 -2.365287 0.0310 X3 0.008704 0.013714 0.634660 0.5346 X4 -0.008249 0.024350 -0.338765 0.7392 X5 0.009907 0.066056 0.149984 0.8827
R-squared 0.721654 Mean dependent var 0.568453 (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Adjusted R-squared 0.634671 S.D. dependent var 0.113718 S.E. of regression 0.068734 Akaike info criterion -2.290142 Sum squared resid 0.075590 Schwarz criterion -1.992585
Log likelihood 31.19156 F-statistic 8.296484
Với X1, X2, X3, X4, X5 lần lượt là các biến theo đúng thứ tự như phương trình (1)
Vậy ta có hàm hồi quy mẫu như sau:
= 23.42541 - 2.309101(mt - mt*) - 4.968691(yt – yt*) + 0.008704(rt - rt*) -0.008249(ct - ct*) + 0.009907(TBt - TBt*) (3)
R2 = 0.721654, như vậy có thể thấy mô hình hồi quy giái thích được 72.16% sự biến thiên của tỷ giá GBP/USD. Đồng thời có thể thấy được mức độ ảnh hưởng của từng biến tới tỷ giá thông qua các hệ số beta.
c. Ước lượng tỷ giá từ mô hình hồi quy
Sử dụng phương trình trên ta có thể đưa ra dự báo về tỷ giá GBP/USD vào cuối năm 2010 như sau:
+ Bước 1: tiến hành tập hợp các số liệu dự báo về các yếu tố kinh tế tác động đến tỷ giá vào cuối năm 2010, ta có kết quả như sau28:
MS GDP R CPI TB
US 8673 14677 0.25 127.1196 -150.25
UK 1231.96 365.4605 0.5 123.6346 -11.6263 + Bước 2: xử lý số liệu ở bước 1, ta được bảng giá trị các biến:
ln(MSus)-ln(MSuk) ln(GDPus)-ln(GDPuk) RSus-Rsuk CPI(us)- CPI(uk) % TB(us)-Tb(uk)
1.951608614 3.692878729 -0.25 4.485067709 1.537163387
(2)
+ Bước 3: ước lượng khoảng tin cậy 95% của giá trị cá biệt s0 bằng phương pháp ma trận.
Gọi X0 là ma trận tập hợp các giá trị tại bảng (2)
Với các giá trị tại bảng (2) thay vào (3) ta có:
28 Số liệu tổng hợp từ: BCC UK Economic Forecast – September 2010, David Kern, Chief Economist at the BCC; Quarterly Economic Forecast – www.td.com/economics ;
23.42541429 +1.951608614* (-0.761532209) + 3.692878729*(-4.968691203) -0.25*0.008703832 +4.485067709*(-0.008248917) + 1.537163387*0.009907289 = 0.546234
Như vậy phương sai của giá trị cá biệt là:
Var(s0|X0) = Var( ) + 2 = 2 [1+ X0’(X’X)-1X0] Từ kết quả hồi quy Eview ta có:
2 = RSS/(n-k) = 0.075590019/(22-6) = 0.004724
Sử dụng Excel tính giá trị ma trận X0’(X’X)-1X0 , với X là ma trận của 22 quan sát, ta có | X0’(X’X)-1X0 | = 0.568902
Vậy Var(s0|X0) = 0.004724[1+ 0.568902] = 0.007411 Ta có: Se(s0|X0) = = 0.08609
Với ta có khoảng tin cậy của giá trị cá biệt là:
0.546234 – 2.12*0.08609 E(Y|X0) 0.546234 + 2.12*0.08609 0.363723 E(Y|X0) 0.728745
Vậy tỷ giá cuối năm 2010 sẽ nằm trong khoảng [1.43868;2.0725]
3.3. Ảnh hưởng của cặp GBP/USD đến Việt Nam
3.3.1. Bối cảnh quan hệ kinh tế Việt Nam - Anh (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
Việt Nam và Anh thiết lập quan hệ ngoại giao cấp đại sứ ngày 11/9/1973. Hiện nay quan hệ Việt -Anh đang phát triển khá rộng trên nhiều lĩnh vực chính trị, kinh tế, giáo dục, quốc phòng… Anh đã ký với ta hầu hết các hiệp định kinh tế khung; dự kiến đưa Việt Nam thành một trong những nước nhận viện trợ ODA hàng đầu trong khu vực.
a.Thương mại
Quan hệ thương mại Việt Nam Anh tăng nhanh từ những năm 90 đến nay, Việt nam liên tục xuất siêu. Những mặt hàng xuất chủ yếu : giày dép (53%), dệt may (12%), chè và cà phê (8%), gạo (8%), thuỷ sản (3%), cao su… Những mặt hàng nhập khẩu chủ yếu từ
Anh: hàng gia công chế biến và thiết bị công nghiệp (38%), hoá chất (21%), thiết bị viễn thông (6%), thuốc lá (3%)…
Các sản phẩm chính Việt Nam xuất khẩu sang Anh
• Giầy dép: 340.840.000 Bảng
• Quần áo may sẵn và chi tiết phụ liệu: 156.813.000 Bảng
• Đồ gỗ và phụ kiện: 133.225.000 Bảng
• Các mặt hàng tổng hợp: 34.552.000 Bảng
• Cà phê, trà và dừa: 27.777.000 Bảng
Bảng 3. 8: Tổng giá trị xuất nhập khẩu sang thị trường Anh
Đơn vị: Triệu bảng
Năm Xuất khẩu Nhập khẩu
2009 1,059 209 2008 1,025 167.6 2007 860.5 133.7 2006 809.5 95.7 2005 721 81.7 2004 714.5 105.2 2003 606.8 100.6 2002 487.9 80 2001 428.1 90.4 2000 385.4 93.2
Các sản phẩm chính của Anh xuất khẩu sang Việt Nam bao gồm
• Thiết bị và máy phát điện: 36.885.000 Bảng
• Thiết bị và máy móc công nghiệp: 14.499.000 Bảng
• Sản phẩm dược và y tế: 8.407.000 Bảng
• Các mặt hàng sản xuất tổng hợ: 5.991.000 Bảng29
b. Đầu tư
Các công ty Anh vào Việt Nam sớm (1988-89) nhưng chủ yếu tập trung vào dầu khí (70% tổng đầu tư); đầu tư của Anh bao gồm cả các chi nhánh công ty ở Malaysia, Singapore, Hongkong…nhưng không bao gồm đầu tư của các công ty nước ngoài đăng ký tại British Virgins Islands.
Năm 2009 các doanh nghiệp Anh đã đầu tư hơn 2 tỉ USD vào Việt Nam. Hiện Anh là nước đầu tư lớn thứ ba trong khối EU vào Việt Nam với 126 dự án. Trong 8 tháng đầu năm 2009, trao đổi thương mại 2 chiều đã bằng cả năm 2008.
c. Hợp tác phát triển
Năm 1992, Chính phủ Anh bắt đầu nối lại viện trợ cho Việt Nam. Giai đoạn 1992- 1998, Anh viện trợ không hoàn lại cho ta khoảng 20 triệu USD. Ngân sách viện trợ mà Chính phủ Anh dành cho Việt Nam cho hai năm 2003-2004 khoảng 40 triệu USD/năm; 2005/2006 sẽ tăng lên hơn 100 triệu USD/năm. Từ 2005, lần đầu tiên Anh đề nghị thực hiện phương thức hỗ trợ ngân sách trực tiếp cho các chương trình xóa đói giảm nghèo của Chính phủ ta.
3.3.2. Ảnh hưởng của cặp tỷ giá GBP/USD lên kinh tế Việt Nam
Trường hợp Khả năng xảy ra Ảnh hưởng GBP/USD tăng GBP/VND tăng,
USD/VND không thay đổi
- Kim ngạch xuất khẩu vào Anh tăng, kim ngạch nhập khẩu giảm
- Đầu tư nước ngoài từ Anh vào Việt Nam tăng - Quan hệ với Mỹ không chịu tác động nhiều GBP/VND không
thay đổi, USD/VND giảm (adsbygoogle = window.adsbygoogle || []).push({});
- Quan hệ với Anh không thay đổi nhiều - Xuất khẩu sang Mỹ giảm
29Ban Thống Kê & Phân Tích, Vụ Chiến Lược, Bộ Thương Mại và Công Nghiệp Anh (DTI Statistical & Analysis Directorate, Strategy Unit)
- Đầu tư từ Mỹ vào Việt Nam giảm - Nhập khẩu các sản phẩm từ Mỹ tăng GBP/VND tăng,
USD/VND giảm
- Kim ngạch xuất khẩu vào Anh tăng, kim ngạch nhập khẩu giảm
- Đầu tư nước ngoài từ Anh vào Việt Nam tăng - Xuất khẩu sang Mỹ giảm
- Đầu tư từ Mỹ vào Việt Nam giảm - Nhập khẩu các sản phẩm từ Mỹ tăng
GBP/USD giảm GBP/VND giảm, USD/VND không thay đổi
- Xuất khẩu vào Anh giảm
- Luồng vốn đầu từ từ Anh vào Việt Nam giảm GBP/VND không
thay đổi, USD/VND tăng
- Xuất khẩu sang Mỹ tăng
- Nhập khẩu các sản phẩm từ Mỹ giảm
- Luồng vốn đầu tư từ Mỹ vào Việt Nam tăng GBP/VND giảm,
USD/VND không thay đổi
- Xuất khẩu vào Anh giảm
- Luồng vốn đầu từ từ Anh vào Việt Nam giảm - Xuất khẩu sang Mỹ tăng
- Nhập khẩu các sản phẩm từ Mỹ giảm
Phần IV: TỶ GIÁ EUR/USD