Việc giảm lãi suất và giảm một phần (nếu có) của tỷ giá cố định tại điểm A' có nghĩa là nhu cầu về sản lượng trong nước tăng lên và do đó việc mở rộng trong thu nhập đưa đến vị trí cân bằng trong ngắn hạn tại điểm B. Việc điều chỉnh diễn ra thông qua ảnh hưởng của việc mở rộng sản lượng lên lãi suất; sản lượng tăng làm tăng nhu cầu tiền tệ và lãi suất do đó tạo ra một dịng vốn mới bắt đầu làm tăng tỷ giá giao ngay. Vì vậy, có thể kết luận rằng trong ngắn hạn, tỷ giá hối đoái sẽ giảm vượt quá mức cơ bản và tỷ lệ giảm này sẽ được bù đắp khi việc điều chỉnh thu nhập thắt chặt thị trường tiền tệ. Tác động ngắn hạn của việc mở rộng tiền tệ đối với thu nhập được đưa ra bởi:
Từ (10) cho thấy là nếu độ co giãn của kỳ vọng gần bằng khơng, thì tác động ngắn hạn của tiền đối với thu nhập xấp xỉ với ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái cố định trên thế giới mà khơng có sự di chuyển vốn. Do đó, kết quả này khẳng định kết luận của Niehans rằng kỳ vọng tỷ giá hối đối khơng co giãn và điều chỉnh dòng chảy thương mại để đáp ứng với tỷ giá hối đoái cố định, nhằm giảm bớt sự điều chỉnh thu nhập ngắn hạn với mở rộng tiền tệ. Tuy nhiên, lưu ý rằng trong công thức hiện tại thu nhập sẽ luôn tăng. Điều này là như vậy bởi vì tác động giảm phát của một điều khoản suy giảm thương mại hoàn toàn bị hấp thụ bởi sự suy giảm tiết kiệm hơn là do nhu cầu tiêu dùng trong nước. Tác động đến cán cân thương mại ngắn hạn của việc mở rộng tiền tệ sẽ phụ thuộc rất nhiều vào độ co giãn của kỳ vọng. Cụ thể, nếu độ co giãn của kỳ vọng gần bằng khơng, tỷ giá hối đối thực tế và tỷ giá cố định khác nhau đáng kể, cán cân thương mại phải xấu đi:
Giải thích cho kết quả này là do kỳ vọng có độ co giãn thấp, cán cân thương mại xấu đi do mở rộng thu nhập và điều kiện thương mại xấu đi thực tế không đủ bù đắp bằng việc điều chỉnh tỷ giá dài hạn và do đó điều chỉnh dịng thương mại thực tế. Đồng thời, khi độ co giãn của kỳ vọng tăng lên làm cho chênh lệch giữa tỷ giá thực tế và tỷ giá cố định biến mất, tác động đến cán cân thương mại của việc tăng tiền được thể hiện chặt chẽ hơn bởi dự đoán của Mundell-Fleming về thặng dư, dT/ dL = s/Ly. Tác động
của cán cân thương mại ngắn hạn cũng có thể được hiểu theo cách tiếp cận hấp thụ. Theo quan điểm này, những tác động thuận lợi của việc mở rộng thu nhập lên cán cân
(11) (10) Trong đó:
thương mại có thể được bù đắp nhiều hơn bằng việc gia tăng chi tiêu so với thu nhập do giảm lãi suất và suy giảm các điều khoản thương mại được coi là tạm thời. Vì độ co giãn kỳ vọng thấp ngụ ý rằng thu nhập và điều chỉnh tỷ giá cố định là nhỏ, trong khi sự thay đổi lãi suất là lớn, chúng ta nhận thấy đây là một tình huống có khả năng dẫn đến tăng chi tiêu ròng so với thu nhập và do đó dẫn đến thâm hụt thương mại.
Vai trò của tác động lãi suất đối với chi tiêu và cán cân thương mại được quan tâm ở một góc độ hơi khác: Tương ứng với thâm hụt thương mại có khả năng phát sinh trong ngắn hạn, có một dịng vốn vào rịng tài trợ cho phần vượt quá của chi tiêu so với thu nhập. Dịng vốn đổ vào càng lớn thì lãi suất trong nước càng giảm. Kết quả như vậy là khơng thể giải thích được về mặt đánh giá danh mục đầu tư. Trong phạm vi có thể thực hiện được điều này trong khn khổ cân bằng chung, có thể mơ tả trạng thái cân bằng là trạng thái trong đó tỷ giá hối đối được xác định bởi các lựa chọn danh mục đầu tư, trong khi tốc độ luân chuyển vốn được xác định bởi các quyết định chi tiêu. Nhìn theo cách tiếp cận hấp thụ, sự sụt giảm lãi suất hoặc sự xấu đi tạm thời trong các điều khoản thương mại xuất hiện khá tự nhiên như những trường hợp mà các cá nhân sẽ muốn vay để tài trợ cho các khoản chi tiêu vượt quá thu nhập.
Trạng thái cân bằng ngắn hạn tại điểm B sẽ chỉ là tạm thời, vì để duy trì, điều này sẽ đòi hỏi các sai số kỳ vọng liên tục. Theo đó, việc điều chỉnh các điểm kỳ vọng về tỷ giá cố định sẽ làm cho trạng thái cân bằng di chuyển theo thời gian cho đến khi đạt được vị trí dài hạn của Mundell-Fleming tại C. Quá trình điều chỉnh là q trình trong đó tỷ giá kỳ vọng tăng lên làm cho nhu cầu về sản lượng trong nước tăng lên và kéo theo sự mở rộng thu nhập để tăng lãi suất. Nguồn vốn mới bắt đầu dẫn đến việc tăng lãi suất sẽ khiến tỷ giá giao ngay tăng và do đó làm giảm sự chênh lệch giữa tỷ giá kỳ vọng và thực tế.
Các chi tiết của quá trình điều chỉnh phụ thuộc vào tốc độ tương đối mà sản lượng và kỳ vọng điều chỉnh. Đặc biệt, nếu sản lượng điều chỉnh nhanh so với kỳ vọng, sự điều chỉnh sẽ tiệm cận, như thể hiện trong hình 2.4. Trong trường hợp này, tỷ giá kỳ vọng trong q trình điều chỉnh khơng đạt được tỷ lệ cân bằng dài hạn, trong khi tỷ giá thực tế cao hơn mức dài hạn của nó. Do đó, đây là một trường hợp mà các dự đoán tỷ giá hối đối thường xun bị sai sót. Ngược lại, nếu việc điều chỉnh sản lượng chậm chạp, quá trình điều chỉnh sẽ diễn ra theo chu kỳ đối với tất cả các biến.
Tóm lại
Kỳ vọng tỷ giá hối đối đóng một vai trị quan trọng trong q trình điều chỉnh đối với sự biến động tiền tệ theo tỷ giá linh hoạt và sự luân chuyển vốn, vì chúng sẽ cho phép nền kinh tế thích ứng với sự gia tăng tiền tệ trước khi phản ứng sản lượng làm tăng cầu tiền để phù hợp với mức cung tiền cao hơn. Trong ngắn hạn, với kỳ vọng không co giãn, tỷ giá giao ngay giảm và lãi suất giảm đủ để nắm giữ cổ phiếu hiện có; nếu kỳ vọng tỷ giá hối đối khơng co giãn, kết quả này phù hợp với sự luân chuyển vốn hoàn hảo theo nghĩa cân bằng giữa lợi nhuận rịng trên tài sản trong và ngồi nước. Lãi suất trong nước giảm được bù đắp bởi kỳ vọng tăng giá. Lãi suất giảm sẽ kích thích khả năng hấp thụ. Sự tổn hại trong các điều khoản thương mại chậm ảnh hưởng đến dòng chảy thương mại nhưng sẽ đồng nghĩa với việc tăng khả năng hấp thụ, tính theo sản lượng thực tế nhất định, khi tiết kiệm giảm để bù đắp các điều khoản thương mại phản ánh trên thu nhập. Do đó, giả định là trong ngắn hạn, trước khi sản lượng mở rộng đáng kể và kỳ vọng điều chỉnh, cán cân thương mại sẽ xấu đi và sẽ có một dịng vốn tương ứng. Việc điều chỉnh sản lượng và kỳ vọng tỷ giá hối đoái theo thời gian sẽ làm tăng lãi suất và điều chỉnh dòng chảy thương mại thực tế cho đến khi đạt được trạng thái cân bằng Mundell-Fleming dài hạn. Trong quá trình điều chỉnh, cán cân thương mại sẽ chuyển từ thâm hụt ban đầu thành thặng dư cuối cùng. Tỷ giá hối đoái sẽ giảm vượt quá mức cơ bản. Trong ngắn hạn, sự giảm giá được xác định hoàn toàn bởi hệ số co giãn của cầu tiền theo lãi suất; về lâu dài, điều này được xác định chủ yếu bởi khả năng đáp ứng của cán cân thương mại đối với các điều khoản thương mại.
2.1.2.4 Lý thuyết ngang giá lãi suất (IRP)
Ngay khi các áp lực thị trường làm cho lãi suất và tỷ giá thay đổi làm cho hoạt động kinh doanh chênh lệch lãi suất có phịng ngừa khơng cịn khả thi nữa, thì chúng sẽ ở vào một thế cân bằng gọi là ngang giá lãi suất (IRP). Trong thế cân bằng này, sự khác nhau giữa tỷ giá kỳ hạn và tỷ giá giao ngay giữa hai đồng tiền được bù đắp đúng bằng chênh lệch lãi suất giữa hai nước đó, Trần Ngọc Thơ (2005).
Tiền đề cơ bản: (1) Dòng vốn dịch chuyển giữa hai quốc gia là do sự chênh lệch lãi suất giữa hai quốc gia đó; (2) Quy mơ chênh lệch là yếu tố cực kỳ quan trọng dẫn đến quy mô chênh lệch giữa tỷ giá giao ngay với tỷ giá kỳ hạn giữa hai đồng tiền; (3) Phần bù kỳ hạn có mối liên hệ chặt chẽ với sự chênh lệch lãi suất giữa các nước.
Nhà đầu tư có thể đầu tư trong nước hoặc nước ngồi bằng cách đổi đồng nội tệ ra ngoại tệ theo tỷ giá giao ngay và đầu tư đồng ngoại tệ vào các công cụ thị trường tiền tệ ở nước ngồi sau đó đổi trở lại đồng tiền nội tệ theo tỷ giá kỳ hạn của thị trường.
Nếu ngang giá lãi suất tồn tại thì tỷ suất sinh lợi nhận được từ kinh doanh chênh lệch lãi suất có phịng ngừa sẽ bằng lãi suất trong nước.
Tại sao lãi suất trong nước (i) và lãi suất nước ngoài (i*) lại khác biệt. Nguyên nhân có sự khác biệt giữa i và i* là từ hai nhóm nhân tố cấu thành. (1) Các yếu tố thuộc về quốc gia hay phí bù rủi ro quốc gia (country premium, [(i – i*)-d]); và (2) Các yếu tố thuộc về tiền tệ hay phí bù rủi ro tiền tệ (currency premium, fd).
Trở lại với phương trình ngang bằng lãi suất: i = i* + ρ + êe
Trong đó, i là lãi suất cho vay trong nước, i* là lãi suất vay nước ngồi (chi phí tài trợ bên ngồi), ρ là phí bù rủi ro quốc gia, và êe là tỷ lệ mất giá nội tệ kỳ vọng (dấu mũ là ký hiệu tốc độ tăng trưởng ê = (de/dt)/e).
Phân tách thành phần khác biệt giữa i và i*, ta có:
i – i* ≡ Phí bù rủi ro quốc gia + Phí bù rủi ro tiền tệ Hay:
i – i* = ( i – i* – fd ) + fd Trong đó:
fd ≡ (fd – %ΔSe) + (%ΔSe)
(fd – %ΔSe) là khoản rủi ro tỷ giá (exchange risk premium)
(%ΔSe) là khoản mất giá tỷ giá hối đoái danh nghĩa kỳ vọng (expected nominal depreciation);
S là tỷ giá hối đoái danh nghĩa giao ngay hiện tại và Se là tỷ giá hối đoái danh nghĩa giao ngay tương lai (ứng với thời điểm kỳ hạn).
Phí bù rủi ro quốc gia (country premium) có thể đo bằng chênh lệch sinh lợi trái phiếu phát hành của quốc gia sở tại và sinh lợi của trái phiếu phát hành bởi các quốc gia khác (sovereign spreads), hay các hợp đồng hoán đổi vỡ nợ tín dụng (Credit Default Swaps), hay khác biệt lãi suất có phịng ngừa (covered interest differentials: (i-i*-fd)).
Phí bù rủi ro tiền tệ (currency premium) có thể đo bằng khoản thặng dư kỳ hạn (forward premium) hay khoản khấu trừ kỳ hạn (forward discount, fd). Phí bù rủi ro tiền tệ còn căn cứ vào lãi suất của các hợp đồng hoán đổi tiền tệ (currency swap rate); hay chênh lệch lãi suất giữa trái phiếu nội tệ trong nước và trái phiếu bằng USD (local spread of $-linked vs. domestic-currency bonds).
Theo lập luận của Ocampo & ctg (2009) ―Lãi suất ngang bằng (chi phí tài trợ bên ngồi, phí bù rủi ro quốc gia và tỷ lệ mất giá nội tệ kỳ vọng) giảm trong thời kỳ bùng phát và tăng khi khủng hoảng. Nếu theo xu hướng này, chính sách tiền tệ có tính thuận chu kỳ1 và làm trầm trọng thêm sự biến động sản lượng. Nhưng nếu tăng lãi suất trong thời kỳ bùng phát và giảm lãi suất khi khủng hoảng, đi ngược xu hướng lãi suất ngang bằng, thì có thể làm tệ hơn tình trạng bất ổn tỷ giá hối đối.‖
Dưới dạng đại số, gọi i là lãi suất cho vay trong nước, i* là lãi suất vay nước ngồi (chi phí tài trợ bên ngồi), ρ là phí bù rủi ro quốc gia, và êe
là tỷ lệ mất giá nội tệ kỳ vọng (dấu mũ là ký hiệu tốc độ tăng trưởng ê = (de/dt)/e). Khi đó, việc kinh doanh hưởng chênh lệch lãi suất (hay còn gọi là ―ngang bằng lãi suất‖) được mơ tả chính là phương trình: i = i* + ρ + êe. Trong công thức ngang bằng lãi suất này có nghĩa là suất sinh lợi trong nước (ROR = i) bằng với suất sinh lợi bên ngoài (ROR* = i* + ρ + êe).
Kinh tế học đã chứng minh rằng lãi suất thực thấp và ổn định có thể hỗ trợ đầu tư vào năng lực sản xuất và tăng trưởng. Tuy nhiên, đối với các thị trường vốn mở cửa, chính sách tiền tệ phải đối mặt với thách thức to lớn đó là ―mức sàn đối với lãi suất trong nước‖ và hiện tượng ―rơi vào hành vi thuận chu kỳ‖, Châu Văn Thành (2016). Ý nghĩa của lập luận bên trên của Ocampo có thể giải thích, nếu ngang bằng lãi suất xảy ra, có nghĩa là suất sinh lợi trong nước (ROR = i) bằng với suất sinh lợi bên ngoài (ROR* = i* + ρ + êe), dòng vốn ngưng di chuyển. Bất kỳ sự thay đổi nào làm lệch pha giữa ROR và ROR* thì về nguyên tắc dịng vốn sẽ di chuyển đến nơi có suất sinh lợi cao hơn.
1
Châu Văn Thành (2016): Về lý thuyết, một chính sách được gọi là nghịch chu kỳ khi phản ứng chính sách đi ngược lại với chiều hướng biến động của chu kỳ kinh tế. Ví dụ, khi rơi vào suy thối, chính sách tiền tệ giúp kéo nền kinh tế quay trở lại bằng cách tăng cung tiền hay giảm lãi suất hay kết hợp cả hai được xem là nghịch chu kỳ; trong trường hợp kinh tế nóng lên, việc giảm cung tiền hay tăng lãi suất hay kết hợp cả hai cũng là dạng chính sách nghịch chu kỳ. Nếu thực hiện ngược lại các cách làm trên là chính sách tiền tệ thuận chu kỳ.
2.1.2.5 Lý thuyết hiệu ứng FISHER quốc tế (IFE)
Lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế sử dụng lãi suất để giải thích tại sao tỷ giá hối đối thay đổi theo thời gian, nhưng có liên quan mật thiết với lý thuyết ngang giá sức mua vì lãi suất thường có quan hệ mật thiết với tỷ lệ lạm phát. Do đó, chênh lệch lãi suất giữa các quốc gia có thể là kết quả chênh lệch trong lạm phát.
Nếu có ngang giá lãi suất thì tỷ suất sinh lợi của nhà đầu tư từ kinh doanh chênh lệch lãi suất có phịng ngừa rủi ro khơng cao hơn tỷ suất sinh lợi trong nước. Theo điều kiện này, một cơng ty có tiền mặt ngắn hạn thặng dư có thể vẫn xem xét đầu tư nước ngồi, nhưng phải sẵn sàng để vị thế ngoại hối mở (khơng bảo hiểm). Việc chiến lược này có đem đến một tỷ suất sinh lợi cao hơn tỷ suất sinh lợi trong nước hay khơng tùy thuộc vào điều gì xảy ra cho giá trị của đồng tiền đó.
Trần Ngọc Thơ (2005), mối liên hệ chính xác giữa chênh lệch lãi suất của hai nước và thay đổi tỷ giá hối đoái dự kiến theo hiệu ứng Fisher quốc tế có thể được diễn đạt như sau. Đầu tiên, tỷ suất sinh lợi thực sự cho các nhà đầu tư, đầu tư vào chứng
khoán thị trường tiền tệ (như kí thác ngân hàng ngắn hạn) ở nước họ chỉ là lãi suất của các chứng khốn đó. Tuy nhiên, tỷ suất sinh lợi thực sự của các nhà đầu tư khi đầu tư vào chứng khoán thị trường tiền tệ nước ngồi tùy thuộc khơng chỉ vào lãi suất nước ngồi (if) mà cịn vào phần trăm thay đổi trong giá trị của ngoại tệ (ef) của chứng khoán.
Tỷ suất sinh lợi thực sự (đã điều chỉnh theo tỷ giá hối đối) cịn gọi là tỷ suất sinh lợi có
hiệu lực từ ký thác ở một ngân hàng nước ngồi (hay bất kỳ chứng khốn thị trường tiền tệ nào) được xác định:
r = (1+ if)(1+ ef) ˗ 1
Theo lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế, tỷ suất sinh lợi từ đầu tư trong nước tính trung bình sẽ bằng tỷ suất sinh lợi có hiệu lực từ đầu tư nước ngoài (r = ih).
Mức độ mà đồng ngoại tệ phải thay đổi để làm cho đầu tư ở cả hai nước cùng có tỷ suất sinh lợi bằng nhau:
r = (1+ if)(1+ ef) ˗ 1 = ih Do đó: ef = [(1+ ih)/(1+ if)] ˗ 1
Như vậy, lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế khẳng định rằng khi ih > if thì ef sẽ dương. Tức là, đồng ngoại tệ sẽ tăng giá khi lãi suất nước ngoài thấp hơn lãi suất trong
nước. Sự tăng giá này sẽ cải thiện tỷ suất sinh lợi từ nước ngoài cho các nhà đầu tư trong nước, làm cho tỷ suất sinh lợi từ chứng khốn nước ngồi tương tự với tỷ suất sinh lợi từ chứng khoán trong nước. Ngược lại, khi ih < if thì ef sẽ âm. Tức là, đồng