intTypePromotion=1
zunia.vn Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z zunia.vn zunia.vn
ADSENSE
 » 
 » 

Tiểu luận: Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá có phản ứng lại với sự đo lường bất ổn định nền kinh tế vĩ mô?

Chia sẻ: Sdgvfcxg Sdgvfcxg | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:18

Thêm vào BST
Báo xấu
97
lượt xem 11
download
 
  Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Đề tài Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá có phản ứng lại với sự đo lường bất ổn định nền kinh tế vĩ mô? nhằm nghiên cứu mối quan hệ giữa môi trường kinh tế vĩ mô và mức độ của ERPT để từ đó đưa ra các chính sách nhằm ổn định nền kinh tế .

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Tiểu luận: Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá có phản ứng lại với sự đo lường bất ổn định nền kinh tế vĩ mô?

  1. TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH HỆ ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC  TIỂU LUẬN: MÔN TÀI CHÍNH QUỐC TẾ NGHIÊN CỨU PAPER: HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? Reginaldo P. Nogueira, Jr.* IBMEC-MG Miguel A. León-Ledesma University of Kent at Canterbury GVHD:GS.TS. TRẦN NGỌC THƠ Nhóm 10- Lớp Ngân Hàng Đêm 1 – K22 Danh sách nhóm 1. Nguyễn Thị Dung 2. Bùi Thị Thu Thủy 3. Nguyễn Thị Hoài Thương 4. Nguyễn Phạm Nhã Trúc TPHCM THÁNG 8/2013
  2. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? NHẬN XÉT CỦA GIÁO VIÊN HƯỚNG DẪN ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... ..................................................................................................................... GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang1
  3. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? MỤC LỤC I. TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU ................................................................................. 3 1.1. Giới thiệu................................................................................................................ 3 1.2. Vấn đề nghiên cứu .................................................................................................. 4 1.3 Mục tiêu nghiên cứu ............................................................................................... 4 1.4 Câu hỏi nghiên cứu ................................................................................................. 5 1.5 Phạm vi nghiên cứu ................................................................................................ 5 1.6 Phương pháp nghiên cứu......................................................................................... 5 II. LÝ THUYẾT .......................................................................................................... 5 2.1. Cơ sở lý thuyết........................................................................................................ 5 2.2.Review lý thuyết ...................................................................................................... 6 III. MÔ HÌNH THỰC NGHỊÊM .............................................................................. 10 IV. KẾT QUẢ ............................................................................................................ 12 V. KẾT LUẬN ........................................................................................................... 17 GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang2
  4. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? I.TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU 1. 1 Giới thiệu: Mức độ thay đổi tỷ giá hối đoái được truyền vào giá là vô cùng quan trọng cho hoạch định chính sách. Hiệu ứng này, được gọi là hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá(ERPT), ảnh hưởng không chỉ đến lạm phát thực mà còn đến lạm phát kỳ vọng, các thiết lập của chính sách tiền tệ, và khả năng thay đổi tỷ giá hối đoái để điều chỉnh sự mất cân bằng trong thương mại. Những nghiên cứu khác nhau đã chỉ ra rằng ERPT đã giảm trong những năm gần đây. Việc giải thích phổ biến nhất cho phát hiện này là của Taylor (2000), liên quan đến sự suy giảm của một môi trường lạm phát thấp hơn. Theo quan điểm này tỷ lệ lạm phát ảnh hưởng đến sự tồn tại của chi phí thay đổi, cái mà tương quan đồng biến với ERPT. Một lời giải thích tương tự cho rằng phát hiện này là một hệ quả tất yếu của chính sách tiền tệ (xem ví dụ Mishkin và Savastano năm 2001; Choudhri và Hakura 2006). Cả hai giả thuyết cho rằng có thể có một vai trò đối với môi trường kinh tế vĩ mô trong việc xác định mức độ ERPT. Chúng tôi phân tích hệ quả này một cách trực tiếp bằng cách điều tra sự tồn tại của mối liên hệ giữa môi trường kinh tế vĩ mô và mức độ của ERPT. Chúng tôi sẽ giới thiệu một mô hình lý thuyết đơn giản mà chúng tôi đưa ra khả năng rằng ERPT có thể là phi tuyến tính, trái ngược với dự đoán tuyến tính truyền thống được tìm thấy trong các tài liệu. Đặc biệt, ERPT có thể cao hơn trong giai đoạn bất ổn định kinh tế vĩ mô, chẳng hạn như khủng hoảng tài chính, khủng hoảng niềm tin. Chúng tôi kiểm tra giả thuyết này bằng cách sử dụng mô hình hồi quy chuyển đổi (STR) của ERPT cho dữ liệu của Mexico, trong giai đoạn tháng 1/1992 đến tháng 12/2005. Trường hợp của Mexico là khá quan GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang3
  5. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? trọng, là một trong những nền kinh tế thị trường mới nổi lớn nhất, và đã phải đối mặt với cuộc khủng hoảng nghiêm trọng trong những thập kỷ qua. Có rất ít công trình nghiên cứu về vấn đề phi tuyến tính và bất đối xứng trong ERPT. Ngoài ra, các tài liệu hiện có cung cấp bằng chứng hỗn hợp về vấn đề này: trong khi các nghiên cứu như Herzberg, Kapetanios and Price (2003) and Marazzi et al. (2005) đã không tìm thấy bằng chứng về hành vi phi tuyến hoặc không đối xứng, còn những người khác như Gil-Pareja (2000) và Mahdavi (2002) đã tìm thấy hỗ trợ cho ERPT phi tuyến tính. Hơn nữa, phần lớn các tài liệu đã tập trung hoàn toàn vào bất đối xứng liên quan đến quy mô và xu hướng của thay đổi tỷ giá hối đoái. Do đó, đóng góp thêm của bài viết này là nghiên cứu của một nguồn tiềm năng của phi tuyến tính trong ERPT. Kết quả của chúng tôi đưa ra một số bằng chứng nghiêng về phi tuyến tính trong ERPT với sự đo lường của chúng ta về sự bất ổn kinh tế vĩ mô (EMBI + chênh lệch trái phiếu định giá bằng đồng USD và chênh lệch lãi suất thực tế với Hoa Kỳ). Phát hiện này cho thấy sự tin tưởng của thị trường trong một môi trường kinh tế vĩ mô ổn định đóng một vai trò quan trọng trong việc giảm ERPT. Điều này đặc biệt thú vị trong trường hợp của Mexico vì ERPT dường như đã quá thấp sau từ sau năm 2000, sau khi thông qua mục tiêu lạm phát ở nước này. Điều này phù hợp với các tài liệu ở các nền kinh tế thị trường mới nổi khác (xem ví dụ, Nogueira Jr và LeónLedesma 2009), và ủng hộ lập luận rằng sự ra đời của một tập hợp các chính sách thúc đẩy niềm tin thị trường trong nền kinh tế thực sự có thể dẫn đến việc giảm ERPT , và do đó chi phí thấp hơn cho việc giữ lạm phát ở mức thấp nên sẽ xuất hiện một phần khấu hao. Rõ ràng, kết luận này không loại trừ có một nguyên nhân khác về giả thuyết phi tuyến tính, nhưng nó bổ sung cho sự hiểu biết của chúng ta về động lực ERPT trong nền kinh tế thị trường mới nổi. 1.2. Vấn đề nghiên cứu: Bài nghiên cứu này đưa ra vấn đề là liệu hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái có phản ứng lại với sự đo lường bất ổn định nền kinh tế vĩ mô hay không? 1.3. Mục tiêu nghiên cứu: GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang4
  6. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? Nghiên cứu mối quan hệ giữa môi trường kinh tế vĩ mô và mức độ của ERPT để từ đó đưa ra các chính sách nhằm ổn định nền kinh tế 1.4. Câu hỏi nghiên cứu: Nền kinh tế vĩ mô ổn định hay bất ổn định sẽ ảnh hưởng đến ERPT như thế nào? Hiệu ứng truyển dẫn của tỷ giá (ERPT) vào giá tiêu dùng và lạm phát là phi tuyến tính hay tuyến tính? Mối quan hệ giữa ERPT và lạm phát như thế nào ? Mối quan hệ giữa ERPT và chỉ số giá như thế nào ? 1.5. Phạm vi nghiên cứu: Bài nghiên cứu áp dụng ở Mexico từ tháng 1/1992 đến tháng 12/2005 1.6. Phương pháp nghiên cứu: Áp dụng một mô hình hồi quy chuyển đổi (LSTR) từ dữ liệu Mexico. Sử dụng hai biện pháp khác nhau của sự bất ổn định nền kinh tế vĩ mô như các biến chuyển tiếp II. LÝ THUYẾT: 2.1 Cơ sở lý thuyết: ERPT được xây dựng dựa trên giả định về luật ngang giá sức mua (PPP), thể hiện tỷ lệ % thay đổi của mức giá cả khi tỷ giá thay đổi 1%. Khi có cú sốc tiền tệ xảy ra (tăng/giảm giá đồng nội tệ), giá cả trong nước sẽ thay đổi cho phù hợp, để việc kinh doanh chênh lệch giá không thể diễn ra. Nếu ERPT diễn ra hoàn toàn thì 1% giảm giá của đồng nội tệ có thể khiến giá hàng hóa nhập khẩu tính bằng nội tệ tại quốc gia nhập khẩu tăng lên 1%, giả định các nhân tố khác không thay đổi. Tác động của ERPT lên giá hàng nhập khẩu và lạm phát là không toàn phần. Ngoài ra, tác động của ERPT đến giá hàng nhập khẩu nhiều hơn giá tiêu dùng (lạm phát). Vì giá nhập khẩu chịu ảnh hưởng trực tiếp với sự biến động của tỷ giá còn giá tiêu dùng phải chịu ảnh hưởng nhiều yếu tố khác như giá cả của các mặt hàng phi thương mại, độ co giãn của cung, cầu hàng hóa nhập khẩu; định hướng kinh doanh của doanh nghiệp; chi phí vận chuyển, phân phối. GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang5
  7. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? Mức độ tác động của ERPT đến giá tiêu dùng thường cao hơn ở các nước đang phát triển so với các nước phát triển. Nói cách khác, tác động của ERPT đến giá tiêu dùng ở các nước có tỷ lệ lạm phát cao thì cao hơn so với các nước có tỷ lệ lạm phát thấp. Vì nếu một quốc gia có tỷ lệ lạm phát thường xuyên ở mức cao, các công ty trong nước có xu hướng điều chỉnh giá thường xuyên để theo kịp mức biến động của giá. Và có thể các doanh nghiệp này sẽ thiết lập các mức giá cả trước cho nhiều thời kỳ dẫn đến việc họ sẽ nhanh nhạy hơn với sự gia tăng chi phí xuất phát từ biến động tỷ giá nếu như sự biến động chi phí này được dự báo là liên tục và kéo dài dai dẳng. Bên cạnh đó, Chính phủ các nước phát triển có khả năng theo đuổi một chính sách nhằm giữ lạm phát thấp và ổn định, từ đó làm giảm tác động của ERPT đến giá tiêu dùng. Đồng thời cú sốc giá tại các nước này thường thấp, nghĩa là sự tăng giá của một mặt hàng nào đó ít dẫn đến sự tăng dây chuyền của các mặt hàng khác trên thị trường, cũng là một nguyên nhân giải thích tác động thấp của ERPT lên giá hàng tiêu dùng tại các nước phát triển so với các nước phát triển nơi có cú sốc về giá khá cao. 2.2 Review lý thuyết: Một mô hình lý thuyết đơn giản sẽ giúp minh họa những lý do cho sự tồn tại tiềm năng của một ERPT phi tuyến phụ thuộc vào môi trường kinh tế vĩ mô. Mô hình chúng tôi trình bày ở đây là cơ bản nhưng nó cũng đủ để minh họa cho lập luận. Chúng tôi xây dựng trên mô hình Korhonen và Juntilla’s (2010) về ERPT tác động vào giá nhập khẩu, điều mà dựa trên các mô hình thành lập đơn giản của Burnstein, Eichenbaum và Rebelo (2007). Chúng ta hãy xem xét một công ty nứớc ngoài xuất khầu sản phẩm của nó cho các quốc gia nội địa. Càc công ty này chịu sự cạnh tranh không hoàn hảo, và để tối đa hóa lợi nhuận của mình thì sẽ ấn định giá theo chính sách tiền tệ ở các nước nhập khẩu, giá tại thời điểm t được đặt theo công thức sau: 1. Pt =θtEtCt*, (1) Trongđó: GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang6
  8. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? P là giá đồng nội tệ, C * là chi phí cận biên của nhà xuất khẩu thể hiện trong tiền tệ riêng của mình, E là tỷ giá hối đoái trong nước, và θ là mức tăng so với chi phí cận biên. Chúng tôi giả định mức tăng giá đáp ứng áp lực về nhu cầu cho các quốc gia nhập khẩu. Hơn nữa, chúng tôi cũng giả định mức tăng giá phụ thuộc vào sự ổn định kinh tế vĩ mô nói chung của các nước nhập khẩu, tức là khi nền kinh tế phải đối mặt với một cuộc khủng hoảng tài chính, khủng hoảng niềm tin, ERPT cao. Trực giác đằng sau giả thuyết này là công ty quyết định thay đổi chi phí giá thành bao nhiêu phụ thuộc vào điều kiện kinh tế vĩ mô của các nước nhập khẩu. Trong giai đoạn môi trường kinh tế vĩ mô xấu trong nước nhập khẩu, nhà xuất khẩu có thể quyết định bỏ qua một phần lớn hơn của những thay đổi chi phí của nó để tránh khả năng vỡ nợ xảy ra tăng lên từ nhà nhập khẩu. Trong giai đoạn của những điều kiện kinh tế vĩ mô tốt, nhà xuất khẩu có lẽ sẳn sàng giảm sự tăng giá để giữ lòng trung thành của một thị trường xuất khầu ổn định. Do đó, sự tăng giá có dạng như sau: (2) Y được giải thích cho những nhu cầu cấp bách ở nước đang nhập khẩu và có thề vì vậy được xem là toàn bộ sản lượng, và thành phần Z mô tả cho sự phản ứng phi tuyến tính đối với điều kiện chung của nền kinh tế vĩ mô. Chúng ta hiểu Z theo một cách mà những giá trị cao ngụ ý một môi trường kinh tế vĩ mô xấu. Theo một cách khác, Z sẽ thực sự là một đơn vị đo lường sự bất ổn định của nền kinh tế vĩ mô không ổn định. Hàm có thể được xem như là sự tăng lên theo cấp số nhân, nơi mà các công ty phản ứng nhiều hơn đối với sự thay đổi tỷ giá hối đoái nếu niềm tin của họ vào nền kinh tế là thấp. Do đó, cuộc khủng hoàng ERPT sẽ tăng lên, Từ (1) và (2), đơn giản log tuyến tính thành phương trình của giá là (3) GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang7
  9. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? Phương trình (3) chỉ rõ rằng có 2 kênh của ERPT. Kênh đầu tiên được xác định bởi α và được giới hạn giữa 0 và 1. Kênh thứ 2 được xác định bởi hàm ,và phụ thuộc vào môi trường của nền kinh tế vĩ mô. Chúng ta sẽ dựa vào Korhonen và Juntilla (2010) và những giả định xa hơn để thấy rằng có một vài ngưỡng Z cái mà phân chia những trường hợp đặc biệt của giá trị tốt ( thấp) của Z và xấu ( cao) những giá trị của Z ( môi trưởng nền kinh tế vĩ mô) (4) Đối với hai trường hợp đặc biệt chứng ta tìm ra 2 sự khác nhau của ERPT. Nếu các nước nhập khẩu đối mặt với nên môi trường kinh tế vĩ mô tốt, thì ERPT sẽ bằng α. Nếu các nước nhập khẩu đối mặt với nên môi trường kinh tế vĩ mô xấu, thì ERPT sẽ bằng α+ φ. Chúng ta có thể thấy rằng ERPT cao hơn trong trường hợp thứ 2, vì α +φ > α. Bằng trực giác với sự không ổn định của môi trường vĩ mô của các công ty thì không có khuyến khích nào để thu hút chi phí tăng trong giới hạn của chúng. Do đó, mô hình kéo theo sự nhận thức về điều kiện kinh tế vĩ mô của nước nhập khẩu sẽ tăng ERPT theo một cách phi tuyến tính Viết lại (3) theo một dạng khác, ta có: (5) Theo mô hình ngưỡng ở trên có lẽ thích hợp cho một công ty, mà không đối với toàn bộ công ty, vì có khả năng có một vài tính không đồng nhất thông qua các công ty trong thái độ của họ hướng đến môi trường kinh tế vĩ mô ổn định (Korhonen và Juntilla 2010). Theo điều này, chúng ta sẽ sử dụng một cách dễ dàng mô hình chuyển đổi thay cho những mô hình ngưỡng trong lối kinh nghiệm ứng dụng. Mặc dù, mô hình giới thiệu ở trên là giải thích cho giá nhập khẩu, nhưng chúng ta muốn phân tích ERPT theo giá tiêu dùng theo lối kinh nghiệm của chúng ta, vì đây là giá GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang8
  10. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? trị quan trọng nhất đối với những người hoạch định chính sách. Làm để bắt đều điểm cấu thành của chỉ số giá tiêu dủng CPI (6) Nơi mà PCPI là mức giá của người tiêu dùng. H đại diện cho khu vực phi thương mại, T là khu vực thương mại, và ∅ là tham số bị chặn cái mà chỉ ra sự góp phần của mỗi khu vực trong thành phần của CPI Từ phương trình (6), chúng ta có thể tìm thấy phương trình lạm phát của nền kinh tế, nơi mà π là log khác nhau của mức giá: (7) Theo như tài liệu của cuộc lạm phát kéo dài và điều quan trọng đem lại của tác động quán tính, và cho rằng cùng giai đoạn trễ cho khu vực thương mại và phi thương mại, chúng ta có: Phương trình (8) chỉ rõ rằng giá nhà phụ thuộc vào sự thâm hụt sản lượng và lạm phát trong quá khứ. Phương trình (9) chỉ ra giá khu vực thương mại, cơ bản theo phương trình (5) nhưng cho phép vài giá trì trệ. Thay (8) và (9) vào (7) được: Cuối cùng, sắp xếp lại phương trình (10), ta có: Phương trình (11) mang lại mô hình cơ bản để ước lượng ERPT tại các mức giá tiêu dung, và có thể được diễn tả như là đường cong phi tuyến tính Phillips trong phần tiếp theo chúng ta phát triển mô hình này thành thuộc toán kinh tế chi tiết thích hợp GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang9
  11. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? III. MÔ HÌNH THỰC NGHIÊM: Theo như Clifton, Leon và Wong (2011),những hồi quy chuyển đồi dễ dàng (STR) là một loại của những mô hình phi tuyến tính mà có thể giải thích những thay đổi có tính quyết định trong thông số theo thời gian, liên kết với chế độ chuyển mạch tự động. Mô hình STR mang lại dạng chung: Nơi St-i là biến chuyển đổi, G là hàm chuyển đổi, đo lường tốc độ chuyển đổi từ một chế độ này thành chế độ khác, và c là ngưỡng của hàm chuyển đổi. Như bài nghiên cứu bởi van Dijk, Terasvirta và Franses (2002), hàm chuyển đổi G là một hàm liên kết bị chặn giữa 0 và 1. Khi γ trở nên lớn hơn, thì sự thay đổi của hàm chuyển đổi gần như trở thành tức thời. Trong bài báo này, chúng ta dùng hàm chuyển đổi hậu cần dể dàng (LSTR), cái mà được đưa ra bởi: Như giải thích bởi Christopoulos và Léon- Ledesma(2007), LSTR ý nói chỉ rõ rằng hệ số phi tuyến tính mang lại những giá trị khác nhau phụ thuộc vào dù biến chuyển đổi là thấp hay trên ngưỡng: như (st –c)→- ∞, hệ số trở thành β1, nếu (st –c)→+ ∞ thì hệ số là β1 +β2 Và nếu st =c nó trở thành β1 +β2/2 Chứng ta theo cách tiếp cận mô hình theo diễn tả trong Lundbergh et al (2000), van Dijk, Terasvirta và Franses (2002) và Terasvirta (2004). Phương pháp là: đầu tiên , kiểm tra tính chất tuyến tính bằng không của mô hình tuyến tính đường gốc, nếu 0 bị bác bỏ, chấp nhận mô hình tuyến tính, nếu không thì ước lượng mô hình cái mà sự bác bỏ cao nhất, sau đó, định giá mô hình ước lượng cho sai số ( bao gồm sự duy trì phi tuyến tính), nếu mô hình thiếu những phân tích này, mô hình mở rông thì được phân tích. Chúng ta gán vào LM, những cái phân tích với tuyến tính bằng không dựa vào phi tuyến tính LSTR. Sau đó kiểm tra tuyến tính, chúng tôi đã sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất để ước lượng cho những thông số trong công thức này: GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang10
  12. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? imp Trong đó, π là tỷ lệ lạm phát, Δ là biến thiến trong giá hàng nhập khẩu, và vì vậy có thể được xem như lạm phát nhập khẩu Δy là sự tăng trưởng trong sản lượng thực Δe là sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái, và ε là sai số thống kê. Biến chuyển đổi mà được sử dụng như 1 công cụ để đo lường tính ổn định của kinh tế vĩ mô là sự khác nhau về lãi suất thực (real interest rate differential ( rids)), Việc sử dụng rids này để đo lường tính ổn định của kinh tế vĩ mô, đặc biệt là 1 công cụ dẫn đầu về khủng hoảng niềm tin, được ủng hộ bởi nhiều người, trong đo có Kamin, Lizondo and Reinhart (1998). Đối với phương pháp EMBI+, họ theo dõi tổng các khoảng sinh lời trong giao dịch các công cụ nợ nước ngoài bằng USD trên các thị trường mới nổi. Một khi các khoản nợ này bằng đô la, không có 1 rủi ro nào về tỷ giá, vì vậy nó đại diện cho công cụ đo lường “ rủi ro quốc gia thuẩn khiết”, Dữ liệu hàng tháng được thu thập ở Mexico từ dữ liệu IFS của IMF. Giai đoạn thu thập từ tháng 1 1992 đến tháng 12 2005.Lạm phát là sự thay đổi trong chỉ số giá tiêu dung. Dữ liệu tỷ giá hối đoái là sự thay đổi của đồng nội tệ trên 1 đơn vi đồng ngoại tệ. 1 thay đổi dương nghĩa là sự giảm giá của đồng nội tệ. Khi đo sự tăng trưởng sản lượng hàng tháng, chúng tôi sử dụng tỷ lệ tăng trưởng trong chỉ số hàng hóa công nghiệp. Biến thiên trong giá nhập khẩu là sự thay đổi trong chuỗi chỉ số giá hàng hóa quốc tế. Để xây dựng “rids”, chúng tôi sử dụng dữ liệu trên thị trường tiền tệ, ở Mexico và US. Chỉ số lạm phát CPI được dung để đo lường lãi suất thực từ việc thu thập lãi suất danh nghĩa. Đối với dữ liệu từ EMBI+, thì dữ liệu chỉ được thu thập thời kỳ sau tháng 1/1995. Vì vậy, sự ước lượng khi sử dụng dữ liệu này có thời gian ngắn hơn. Với dữ liệu ngoại lệ trên rids và EMBI mở rộng,cái mà đã được bình thường hóa, dữ liệu sử dụng được chuyển thành các bản ghi. Những thay đổi đề cập đến sự khác biệt trong 12 tháng. GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang11
  13. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? Bảng 1 bác bỏ sự khác nhau về thống kê trong vòng 12 tháng (xem bảng 1). Mặc dù là có nhiều tài liệu dẫn chứng về chủ đề này, nhưng những biến số này là đồng liên kết hay không vẫn còn đang tranh cãi. Do vậy, chúng tôi chọn những nghiên cứu thực tiễn chuẩn trong bài báo để dự đoán về sự khác nhau, như nghiên cứu của Choudhri Hakura 2006; Ca’Zorzi, Hahn and Sanchez, 2007; Gagnon and Ihrig, 2004). Thêm nữa, sự lựa chọn của chúng tôi cũng phản ánh sự thật rằng, phân tích tập trung vào thời kì ngắn hạn, ngược lại với mối quan hệ trong trang thái cân bằng dài hạn giữa các biến cũng như tính đến thời kỳ mẫu ngắn được xem xét. IV: KẾT QUẢ: Trong học thuyết này, chúng tôi thảo luận khả năng ERPT có thể phụ thuộc vào sự ổn định của nền kinh tế trong phương pháp ERPT: trong thời kỳ khi mà nền kinh tế đối mặt với khủng hoảng niềm tin. ERPT kỳ vọng là tăng. Ngược lại, trong thời kỳ ổn định kinh tế, ERPT dc mong đợi giảm. Đối với học thuyết bao gồm rids và EMBI spreads sẽ cung cấp 1 vài rủi ro được nhận biết từ thị trường trong điều kiện kinh tế chung. Bảng 2 chỉ ra các kiểm tra tuyến tính sử dụng lên đến 3 độ trễ của rid và EMBI + mở rộng như là 1 biến chuyển đổi. Chúng tôi tìm thấy bằng chứng của phản ứng phi tính của ERPT với cả 2 biến, phù hợp với gỉa thiết ban đầu GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang12
  14. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? Ghi chú: Những con số p-giá trị của F biến thể của một bài kiểm tra LM3 tuyến tính với LSTR phi tuyến. Dưới đây chúng tôi trình bày kết quả ước lượng của mô hình phi tuyến. Liên quan đến kết quả, * biểu thị mức ý nghĩa ở mức 10%, và ** biểu thị ý ở mức 5% ; Sigma là sai số chuẩn của hồi quy; AIC là các tiêu chuẩn thông tin Akaike (là thước đo chất lượng tương đối của một mô hình thống kê, cho một tập hợp các dữ liệu). Tiêu chí; AR (4) là một bài kiểm tra tương quan thống kê với 4 độ trễ và RNL là một LM-thử nghiệm phi tuyến tính trong mô hình (với null phi tuyến tính còn lại). Chúng tôi cũng trình bày đồ thị của các hàm chuyển đổi và chuyển biến theo thời gian. Kết quả sử dụng rids như biến chuyển đổi là: Kết quả sử dụng EMBI + như biến chuyển đổi là: GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang13
  15. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? Các mô hình phi tuyến tính ước tính vượt qua các thực nghiệm chẩn đoán không có còn lại phi tuyến và tương quan, và cung cấp dữ liệu phù hợp . Như mong đợi có một mối quan hệ đồng biến giữa ERPT và các đo lường của sự bất ổn định nền kinh tế vĩ mô, có thể được xác nhận bởi một thực tế là tổng của hệ số tỷ giá hối đoái là đồng biến. Sử dụng các hệ số này chúng tôi tính toán mức độERPT trong dài hạn. Như ERPT dài hạn, chúng tôi đề cập đến tác động tích lũy của một thay đổi trong tỷ giá hối đoái trên giá tiêu dùng cho đến khi hiệu ứng này kết thúc.( hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá) là một quy trình tiêu chuẩn trong các tài liệu về ERPT (xem ví dụ Gagnon và Ihrig, 2004). ERPT dài hạn được tính như sau: GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang14
  16. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? Theo cả hai thông số kỹ thuật, ước tính ERPT dài hạn là khoảng băng 1, tức là, truyền dẫn toàn phần, khi các hàm chuyển đổi G bằng 1, nhưng là trong khoảng phạm vi 0,4 dến 0,75 phạm vi khi G bằng không (các ERPT dài hạn nhỏ hơn được ước tính trong đặc điểm kỹ thuật sử dụng EMBI rộng như biến quá trình chuyển đổi, và do đó, ngắn hơn thời kỳ mẫu). Do đó, kết quả cho thấy có một ảnh hưởng quan trọng của chỉ số của sự bất ổn kinh tế vĩ mô trên ERPT. Hơn nữa, kết quả đại diện cho ước tính hợp lý cho ERPT ở Mexico trong giai đoạn phân tích, như các tài liệu đã thường được tìm thấy tỷ lệ cao hơn của hiệu ứng truy dẫn cho đất nước này hơn so với hầu hết các trường thị trường mới nổi (xem ví dụ Ca'Zorzi, Hahn và Sanchez 2007). GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang15
  17. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? Chuyển sang phần khác , cả hai thông số kỹ thuật nói về 1 vấn: hàm chuyển đổi đề tương tự: hàm chuyển đổi cao hơn, tức là, gần 1, về cơ bản sau khi sự sụp đổ của đồng peso trong năm 1995, và xung quanh các cuộc khủng hoảng của Nga và Brazil, vào cuối năm 1998 và đầu năm 1999, phù hợp với giả thuyết ban đầu của chúng tôi ERPT phải cao trong thời kỳ khủng hoảng niềm tin. Đó là giá trị, lưu ý rằng các giá trị ngưỡng là khá cao (6,9% cho rids và 761 điểm cơ bản cho EMBI + mở rộng), đó là một dấu hiệu sự yếu kém chung của nguyên tắc cơ bản kinh tế vĩ mô ở Mexico trong thời gian những năm 1990. Tuy nhiên, phân tích đồ thị của các biến chuyển tiếp chúng ta có thể nhận thấy rằng cả hai rids và EMBI + mở rộng đã giảm trong vài năm qua, đặc biệt là sau năm 1999, khi Mexico đã thông qua một khung lạm phát mục tiêu. Sau năm 2000, với sự phù hợp về những biến chuyển đổi, hàm chuyển đổi đã tiên gần đến 0, và về thực chất ERPT thấp hơn. Do vậy, từ đầu những năm 90, ERPt của Mexico cao hơn nhiều so với các nước có nền kinh tế mới nổi, , nhưng trog thời kỳ sau đó, tình huống đã thay đổi hoàn toàn. Các nghiên cứu đã chỉ ra rằng, các chính sách của Mexico đã đóng 1 vai trò quan trọng trong việc giảm ERPT, do đó giảm chi phí duy trì cân bằng lạm phát sau sự sụt giảm. Đặc biệt, sự tín nhiệm thu được từ việc thông qua muc tiêu lạm phát, có thể chịu trách nhiệm cho 1 vài sự sụt giảm trong ERPT. Kết quả tương tự đã được tìm thấy ở những nền kinh tế mới nổi khác như brazil (xem ví dụ Nogueira Jr. and León-Ledesma, 2009 ) Mặc dù, chúng tôi không muốn nói rằng,tất cả những lợi ích thu được trong thời kỳ tỷ lệ ERPT thấp là bởi vì sự quản lý vĩ mô tốt hơn. Chúng tôi tin rằng, đây là 1 khám phá quan trọng đối với những nước có lịch sử dòng vốn nước ngoài giảm mạnh và áp lực lạm phát cao. Nói tóm lại, sự kết hợp giũa việc sử dụng 2 phương pháp EMBI và rids đã cung cấp 1 vài bắng chứng nghiên về lý lẽ đối với Mishkin và Savastano (2001), Choudhri và Hakura (2006), Gagnon và Ihrig (2004) và những người khác, niềm tin về chính sách đó có thể ảnh hưởng đến ERPT. Điều này đã từng xuất hiện ở Mexico. GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang16
  18. HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ CÓ PHẢN ỨNG LẠI VỚI SỰ ĐO LƯỜNG BẤT ỔN ĐỊNH NỀN KINH TẾ VĨ MÔ? V. KẾT LUẬN: Chúng tôi đã phân tích vai trò của phi tuyến tính trong việc tỷ giá hối đoái ảnh hướng đến lạm phát tiêu dùng trong những khu vực kinh tế có thị trường mới nổi. ]trong cách tiếp cận của chúng tôi, phi tuyến này xuất hiện như một hậu quả của sự bất ổn kinh tế vĩ mô, chứ không phải là bất đối xứng về dấu hiệu và sự thay đổi tỷ giá như trong các tài liệu trước. chúng tôi trình bày này trong một dấu hiệu đơn giản lên mô hình của giá nhập khẩu Trong điều kiện kinh tế khó khăn, các công ty không có động cơ để hấp thụ gia tăng chi phí trong lợi nhuận của họ mà do đó dẫn đến ERPT cao hơn. Từ mô hình này, chúng tôi xuất phát một mô hình phi tuyến tính thực nghiệm sử dụng hồi quy chuyển đổi liên tục.Mô hình này sau đó đã được áp dụng cho dữ liệu Mexico từ tháng 1/1992 đến tháng 12/2005. Phát hiện của chúng tôi cho thấy rằng ERPT dường như phụ thuộc vào sự đo lường của bất ổn định kinh tế vĩ mô (EMBI + chênh lệch trái phiếu định giá bằng đô la và bất động sản chênh lệch lãi suất với Mỹ). Đó là, ERPT dường như được đánh giá cao phi tuyến tính và phụ thuộc vào các biện pháp của niềm tin thị trường. Nói cách khác, kinh tế cuộc khủng hoảng gây ra bởi chính sách kinh tế vĩ mô kém có thể dẫn đến sự gia tăng trong ERPT. Mặt khác, một môi trường ổn định hơn có thể giải thích cho sự sụt giảm trong ERPT. Mặc dù chúng tôi không tin rằng đây là trình điều khiển duy nhất của ERPT trong Mexico và các nước mới nổi khác, kết quả của chúng tôi có thể chỉ ra rằng việc áp dụng chính sách trong thị trường mới nổi, chẳng hạn như sự ra đời của lạm phát mục tiêu, có thể là một công cụ hiệu quả để giảm ERPT. GVHD: GS.TS TRẦN NGỌC THƠ Trang17
ADSENSE

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

LV.15: Bộ Đồ Án Tốt Nghiệp Chuyên Ngành Cơ Khí
65 tài liệu
2431 lượt tải
THÔNG TIN
TRỢ GIÚP
HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG
Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.

 

Đồng bộ tài khoản
2=>2