Thuyết trình tài chính quốc tế: Dùng mô hình hồi quy kiểm định mối quan hệ tỷ giá, lạm phát, lãi suất giữa Việt Nam và Mỹ giai đoạn 2004

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH MỐI QUAN HỆ TỶ GIÁ, LẠM PHÁT, LÃI SUẤT GIỮA VIỆT NAM - MỸ GIAI ĐOẠN 2004-2006

NỘI DUNG

Giới thiệu 1. Tổng quan lý thuyết 1.1 Lý thuyết Ngang bằng sức mua 1.2 Lý thuyết Hiệu ứng Fisher quốc tế 2. Dùng mô hình hồi quy kiểm định 2.1 Xây dựng mô hình kiểm định 2.2 Bảng số liệu 2.3 Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lạm phát 2.4 Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lãi suất 2.5 Thảo luận 3. Kết luận

GIỚI THIỆU

 Trong TCQT có nhiều lý thuyết giải thích mối

quan hệ tỷ giá, lạm phát, lãi suất.

 Lý thuyết Ngang giá sức mua- PPP: giải thích mối

quan hệ tỷ giá - lạm phát.

 Lý thuyết hiệu ứng Fisher quốc tế- IFE: giải thích

mối quan hệ tỷ giá – lãi suất.

 Để kiểm định các mối quan hệ trên, chúng tôi

dùng mô hình hồi quy.

 Số liệu: từ thực tế về tỷ giá, lạm phát, lãi suất của

Việt Nam và Mỹ từ năm 2004 đến 2006.

 Công cụ: Analysis trong Excel.

TỔNG QUAN LÝ THUYẾT

1. Lý thuyết Ngang giá sức mua_PPP

 Giải thích sự thay đổi của tỷ giá khi tỷ lệ lạm phát

thay đổi. Hai hình thức PPP:

 Hình thức tuyệt đối hay luật một giá: giá của 2 sản phẩm giống nhau ở 2 nước khác nhau sẽ bằng nhau khi được tính bằng một đồng tiền chung.  Hình thức tương đối: giá không bằng nhau mà tỷ lệ thay đổi trong giá cả sẽ bằng nhau nếu chi phí vận chuyển và hàng rào mậu dịch không đổi

TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 1. Lý thuyết Ngang giá sức mua_PPP

 Mối liên hệ giữa tỷ lệ lạm phát tương đối và tỷ giá hối đối theo PPP thể hiện qua công thức sau: ef = (1 + Ih) / (1 + If) -1 # Ih – If

 Trong thực tế, lý thuyết PPP không duy trì liên tục vì: có sự sai biệt trong lãi suất, thu nhập, biện pháp kiểm soát của chính phủ... và sự không hoàn hảo của thị trường

TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 2. Lý thuyết Hiệu ứng Fisher quốc tế_IFE

 IFE sử dụng lãi suất để giải thích tỷ giá hối đoái thay đổi theo thời gian. IFE có liên hệ với PPP vì lãi suất có quan hệ với tỷ lệ lạm phát.

 Các giả định của IFE: môi trường tự do đầu tư, tồn

tại PPP.

 Công thức liên hệ:

ef = (1 + ih) / (1 + if) – 1 # ih – if

TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 2. Lý thuyết Hiệu ứng Fisher quốc tế_IFE

 Nội dung: từ góc nhìn của các nhà đầu tư trong nước, tỷ suất sinh lợi từ kinh doanh chênh lệch không phòng ngừa trên thị trường tiền tệ trong nước và nước ngoài bằng nhau.

 Nguyên nhân: có sự thay đổi trong lãi suất để bù

trừ chênh lệch trong tỷ giá giao ngay.

 Thực tế, IFE thường xảy ra trong dài hạn hơn ngắn hạn, do môi trường đầu tư, sự can thiệp của chính phủ và sự tồn tại ngang giá sức mua.

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 1.Xây dựng mô hình kiểm định

 Phân tích hồi quy là một phương pháp dùng để đo lường mối quan hệ giữa các biến số, thường được sử dụng trong phân tích kinh tế

 Các bước cơ bản trong phân tích hồi quy: ấn định mô hình, tập hợp dữ liệu, ước lượng hệ số hồi quy, diễn dịch kết quả

 Mô hình phân tích sự tác động của lạm phát, lãi suất đến tỷ giá hối đoái (USD/VND) như sau:

ef = ao + bo {(I), (i)} + u

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 1.Xây dựng mô hình kiểm định

 Giải thích biến số:

ef (%): tỷ lệ tăng/giảm giá trị USD. I (%) : chênh lệch lạm phát giữa Việt Nam và Mỹ i (%) : chênh lệch lãi suất giữa Việt Nam và Mỹ ao, bo, co : hệ số tương quan u: đại lượng sai số

ef (%) = [et(USD/VND) – et-1(USD/VND)]/et-1(USD/VND) I(%) = [(1 + IVN) / (1 + IMy)] - 1 i(%) = [(1 + iVN) / (1 + iMy)] - 1

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 2. Bảng số liệu

Năm 2004

Ngày ef(%) I (%) i (%) Date ef(%) I (%) i (%)

01-04 0,00 1,48 0,56 07-04 -0,04 6,96 0,54

02-04 0,00 2,26 0,56 08-04 -0,02 7,75 0,51

03-04 0,52 3,33 0,56 09-04 -0,17 7,84 0,52

04-04 0,22 4,03 0,56 10-04 -0,01 8,02 0,49

05-04 -0,17 5,00 0,56 11-04 -0,01 7,53 0,48

06-04 0,08 5,98 0,56 12-04 -0,01 7,02 0,45

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 2. Bảng số liệu

Năm 2005

Date ef(%) I (%) i (%) Date ef(%) I (%) i (%)

01-05 0,10 6,92 0,50 07-05 0,13 4,27 0,42

02-05 0,04 6,13 0,48 08-05 0,04 4,18 0,40

03-05 0,10 5,45 0,47 09-05 0,03 4,77 0,39

04-05 0,11 5,65 0,45 10-05 0,06 5,25 0,37

05-05 0,11 4,96 0,44 11-05 0,12 5,34 0,36

06-05 0,09 4,67 0,43 12-05 0,00 5,53 0,34

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 2. Bảng số liệu

Năm 2006

Date ef(%) I (%) i (%) Date ef(%) I (%) i (%)

01-06 0,03 5,83 0,34 07-06 -0,03 5,08 0,27

02-06 0,04 5,65 0,34 08-06 0,10 3,62 0,28

03-06 0,09 4,96 0,33 09-06 0,09 2,34 0,28

04-06 -0,08 4,58 0,31 10-06 0,14 2,04 0,28

05-06 0,35 4,88 0,30 11-06 0,18 2,34 0,28

06-06 0,09 4,57 0,28 12-06 0,20 1,94 0,28

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 3. Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lạm phát

0,60% 0,50%

a i g y t

0,00% 2,00% 4,00% 6,00% 8,00% 10,00%

0,40% 0,30% 0,20% 0,10% 0,00% -0,10% -0,20% -0,30%

lamphat

Linear (lamphat)

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 3. Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lạm phát

Qua biểu đồ, trong giai đoạn 2004-2006:  Chênh lệch lạm phát VN- Mỹ và tỷ giá (USD/VND) không

có sự tương quan rõ rệt.

 Mối quan hệ theo chiều nghịch biến  Trong ngắn hạn, PPP không phù hợp, tức nó không cho thấy

một mối liên hệ cụ thể giữa tỷ giá và lạm phát

 Để thấy rõ hơn, dùng phương trình hồi quy: (1)

ef = ao + bo (I) + u

 Dùng công cụ Data Analysis trong Excel, với dữ liệu đã thu

thập trong bảng trên để phân tích.

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 3. Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lạm phát

Hệ số tương quan “X Variable 1”= -0,02101 cho thấy một sự tương quan nghịch.

Hệ số “R Square” = 0,09291 hay 9,3% cho thấy chỉ có 9,3% sự thay đổi của tỷ giá đồng USD là do sự chênh lệch trong lạm phát giữa VN-Mỹ.

SUMMARY OUTPUT  Multiple R 0,30482  R Square 0,09291  Adjusted R Square 0,06623  Standard Error 0,00116  Observations 36  Intercept 0,00183  X Variable 1 -0,02101

Phương trình hồi quy được viết lại như sau:

ef = 0,00183 + (-0,02101) * I

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 3. Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lạm phát  Kiểm định PPP (giả thuyết Ho: ao = 0, bo = 1), khi

đó, ef = (1 + Ih / 1 + If) – 1 (theo PPP)

 Nếu giả thuyết được chấp nhận, thì mối quan hệ giữa tỷ giá và chênh lệch lạm phát VN - Mỹ cũng theo quy luật PPP, ngược lại, thì không theo quy luật PPP.

 Kết quả: bác bỏ giả thuyết, tức ao # 0, bo # 1  Không tồn tại PPP giữa VN - Mỹ giai đoạn 04-06. Vì vậy, tỷ giá danh nghĩa không phản ánh đúng sức cạnh tranh trong hàng hóa giữa hai nước

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 4. Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lãi suất

laisuat

a i g y t

Linear (laisuat)

0,00%

0,20%

0,40%

0,60%

0,60% 0,50% 0,40% 0,30% 0,20% 0,10% 0,00% -0,10% -0,20% -0,30%

laisuat

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 4. Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lãi suất

 Ngoài lạm phát, lãi suất cũng tác động làm thay

đổi tỷ giá.

 Qua đồ thị, ta thấy, sự tác động đó biến thiên theo

chiều nghịch

 Để thấy rõ hơn, dùng mô hình hồi quy để phân

tích như sau:

(2)

ef = ao + bo (i) + u

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 4. Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lãi suất

 Kết quả phân tích:

Regression Statistics

Hệ số tương quan “X Variable 1”= -0,09777 cho thấy một sự tương quan nghịch.

Hệ số “R Square” = 0,00711 hay 0,71% cho thấy chỉ có 0,71% sự thay đổi của tỷ giá đồng USD là do sự chênh lệch trong lãi suất giữa VN-Mỹ.

Multiple R 0,08431 R Square 0,00711 Adjusted R Square -0,02209 Standard Error 0,00122 Observations 36 Intercept 0,00120 X Variable 1 -0,09777

Phương trình hồi quy được viết lại như sau:

ef = 0,00120 + (- 0,09777) * i

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 4. Phân tích mối quan hệ tỷ giá-lãi suất

 Tương tự như trên, chúng tôi tiến hành kiểm định IFE với giả thuyết ao = 0, bo = 1, khi đó,

ef = (1 + ih) / (1 + if) – 1 (theo IFE)

 Nếu giả thuyết được chấp nhận thì mối quan hệ giữa tỷ giá và chênh lệch lãi suất VN - Mỹ theo IFE, ngược lại, IFE không tồn tại trong 04-06  Kết quả: bác bỏ giả thuyết, tức ao # 0, bo # 1  IFE không đúng trong giai đoạn 04-06, có thể do, PPP không đúng hoặc có thể do lãi suất, thu nhập, tác động của chính phủ...

DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY KIỂM ĐỊNH 5. Thảo luận