Từ lý thuyết ngang giá sức mua, xây dựng mô hình tác động của lạm phát đối với tỷ giá thực đa phương như sau:
REERi = X1 + X2*CPIiw+ X3*CPIiw
Trong đó:
REERi là tỷ giá thực đa phương năm i.
CPIiwlà chỉ số giá tiêu dùng bình quân có trọng số là tỷ trọng thương mại của các đối tác thương mại với nước ta có đồng tiền trong rổ quy về năm gốc (năm 1999).
CPIiVNlà chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam quy về năm gốc. X1 là tham số.
X2, X3 là các hệ số hồi quy.
Từ số liệu tổng hợp được ở phụ lục 3, bảng 3.10, 3.11, 3.13; tiến hành kiểm định bằng phần mềm Eview, ta có kết quả hồi quy như sau (xem cụ thể tại phụ lục 2, bảng 2.6).
REER = 37,16213865 + 0,9208238975*CPIiw- 0,2693179489*CPIiw
R-squared = 0,550671
Kết quả hồi quy cho thấy, với R2= 55,0671% thể hiện mức độ tương quan giữa các biến độc lập CPIiw ,CPIiVN và biến phụ thuộc REER ở mức tương đối, điều này có nghĩa 55,0671% sự biến động của tỷ giá thực đa phương được giải thích bởi nhân tố lạm phát bình quân và lạm phát trong nước. Như vậy, ngoài yếu tố lạm phát, REER còn phụ thuộc những yếu tố khác.
Với Prob (F-Statistic) = 0,018316, thể hiện mô hình có độ tin cậy tương đối cao. Dấu của hệ số hồi quy phù hợp với lý thuyết ngang giá sức mua. Tỷ giá thực đa phương REER đồng biến với lạm phát bình quân và nghịch biến với lạm phát trong nước, tức là nếu lạm phát bình quân của các nước có đồng tiền tham gia trong rổ tiền tăng (giảm) thì REER tăng (giảm), còn nếu lạm phát trong nước tăng (giảm) thì REER giảm (tăng).
Tiếp tục tiến hành kiểm định giả thuyết về ý nghĩa của các hệ số hồi quy, sử dụng kiểm định Wald Test trong Eview để kiểm định giả thuyết, ta được kết quả như sau:
C(3)=0_____________________________________ C(4)=0_____________________________________ F-statistic_________ 128.0915 Probability________ 0.000000 Chi-square________ 384.2744 Probability________ 0.000000
Với xác suất xảy ra giả thuyết C(2) = C(3) = 0 là rất thấp, chứng tỏ giả thuyết này bị bác bỏ, điều này có nghĩa các biến trong mô hình có mối liên hệ với nhau và mô hình có ý nghĩa.
Thực ra, từ công thức tính REER, ta thấy chỉ số tỷ giá thực đa phương ngoài mối quan hệ với chỉ số giá tiêu dùng trong nước và các nước đối tác thương mại, còn phụ thuộc tỷ giá danh nghĩa đa phương NEER. Ta tiến hành hồi quy REER theo mô hình sau để dự báo REER cho hai năm 2012, 2013.
REERi = X1 + X2*CPIiw+ X3*CPIiw + X4*NEER
Từ số liệu tổng hợp được ở phụ lục 3, bảng 3.8, 3.10, 3.11, 3.13; tiến hành kiểm định bằng phần mềm Eview, ta có kết quả hồi quy như sau (xem cụ thể tại phụ lục 2 bảng 2.7).
REER = 25,29956119 + 0,5723014837*CPIiw- 0,68903868*CPIiw + 0,8767624049*NEER
R-squared = 0,977115
Kết quả hồi quy cho thấy, với R2 = 97,7115% rất cao, thể hiện mức độ tương quan giữa các biến độc lập và biến phụ thuộc là rất mạnh, điều này có nghĩa 97,7115% sự biến động của tỷ giá thực đa phương được giải thích bởi nhân tố lạm phát bình quân, lạm phát trong nước và tỷ giá danh nghĩa đa phương.
Với Prob (F-Statistic) = 0,000000 thể hiện mô hình có độ tin cậy rất cao. Hệ số hồi quy X1 của biến CPIiwlà + 0,5723014837; hệ số hồi quy X2 của biến CPIIVN là - 0,68903868. Điều này cho thấy, dấu của hệ số hồi quy phù hợp với lý thuyết ngang giá sức mua. Tỷ giá thực đa phương REER đồng biến với lạm phát bình quân và nghịch biến với lạm phát trong nước, tức là nếu lạm phát bình quân của các nước có đồng tiền tham gia trong rổ tiền tăng thì REER tăng, còn nếu lạm phát trong nước tăng thì REER giảm. Hệ số hồi quy X3 của biến NEER là + 0,8767624049 cho thấy, REER có quan hệ đồng biến với NEER, điều này là hoàn toàn hợp lý.
Tiếp tục tiến hành kiểm định giả thuyết về ý nghĩa của các hệ số hồi quy, sử dụng kiểm định Wald Test trong Eview để kiểm định giả thuyết, ta được kết quả như sau:
2013 133,85 289,28 200,65 78,50
Với xác suất xảy ra giả thuyết C(2) = C(3) = C(4) = 0 là rất thấp, chứng tỏ giả thuyết này bị bác bỏ, điều này có nghĩa các biến trong mô hình có mối liên hệ chặt chẽ với nhau và mô hình có ý nghĩa.
Từ kết quả hồi quy của mô hình trên, tiến hành dự báo REER cho hai năm 2012, 2013.