Đang tải... (xem toàn văn)
Tiểu luận Đầu tư tài chính NHỮNG YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC TRONG NỀN KINH TẾ NHỎ MỞ: BẰNG CHỨNG TỪ CANADA Bài nghiên cứu phát triển một mô hình lý thuyết tiền tệ về tỷ giá hối đoái thực và chỉ ra rằng về lâu dài tỷ giá hối đoái thực là một hàm của cung tiền thực, tỷ giá quốc tế trong và ngoài nước, GDP thực, chi tiêu chính phủ thực, thâm hụt trên GDP, dư nợ trong và ngoài nước trên GDP, nợ được tài trợ bên trong và ngoài nước trên GDP và giá cả hàng hóa. Mô hình sử dụng dữ liệu ở Canadia (thời kì từ quý 1 năm 1972 đến quý 3 năm 2010).
NHỮNG YẾU TỐ QUYẾT ĐỊNH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC TRONG NỀN KINH TẾ NHỎ MỞ: BẰNG CHỨNG TỪ CANADA Amir Kia Khoa Tài chính và Kinh tế, Đại học Utah Valley, UT 84058-5999, USA TÓM TẮT Bài nghiên cứu phát triển một mô hình lý thuyết tiền tệ về tỷ giá hối đoái thực và chỉ ra rằng về lâu dài tỷ giá hối đoái thực là một hàm của cung tiền thực, tỷ giá quốc tế trong và ngoài nước, GDP thực, chi tiêu chính phủ thực, thâm hụt trên GDP, dư nợ trong và ngoài nước trên GDP, nợ được tài trợ bên trong và ngoài nước trên GDP và giá cả hàng hóa. Mô hình sử dụng dữ liệu ở Canadia (thời kì từ quý 1 năm 1972 đến quý 3 năm 2010). Nghiên cứu chỉ ra rằng tất cả các biến, trừ cung tiền thực, lãi suất trong và ngoài nước và nợ được tài trợ trong nước, các biến khác đều có ý nghĩa thống kê tác động đến tỷ giá hối đoái thực ở Canada. Tuy nhiên, những biến tài chính trong nước không có ý nghĩa đối với tỷ giá hối đoái thực trong ngắn hạn. Sự thay đổi trong lãi suất, sự tăng trưởng trong cung tiền, giá cả hàng hóa và nợ công của Mỹ (US) trên GDP có tác động tiêu cực đối với sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực trong ngắn hạn. 1.Giới thiệu Tỷ giá hối đoái thực, là một chỉ tiêu đo lường mức độ cạnh tranh giá cả-chi phí, có thể làm mất đi tác động đáng kể của nó trong việc giải thích dòng chảy thương mại (trade flows) nếu những yếu tố quyết định cơ bản của nó không được biết tới. Các biến vĩ mô cơ bản là những yếu tố quyết định tỷ giá hối đoái theo các mô hình tỷ giá hối đoái chuẩn. Nếu các ngân hàng trung ương tuân theo các quy tắc Taylor (Mark, 2009), điều này chỉ ra rằng các yếu tố cơ bản quyết định tỷ giá hối đoái có thể bao gồm khoảng cách lạm phát kì vọng tương ứng và khoảng cách đầu ra tương ứng. Theo Mark (2009), các biến cơ bản và các kì vọng hợp lý giải thích khá yếu cho tỷ giá hối đoái thực trong tổng quan nghiên cứu gần đây. Theo kết quả nghiên cứu của Devereux (1997), dưới tác động của giá kết dính ngắn hạn (short-run sticky prices) và tính linh hoạt vốn cao (Các mô hình dạng Mundell-Fleming-Dornbusch), sự biến động của tỷ giá hối đoái danh nghĩa sẽ chuyển dịch theo tỷ lệ 1:1 sang tỷ giá hối đoái thực. Trong những mô hình như thế, tỷ giá hối đoái danh nghĩa thì dễ thay đổi hơn so với gốc cơ sở của nó trong ngắn hạn, nhưng vì giá cả thực hiện điều chỉnh trong dài hạn tỷ giá hối đoái thực hội tụ về mức cân bằng dài hạn theo cùng tỷ lệ. Hơn nữa, trong dài hạn, tỷ giá hối đoái thực hội tụ về ngang giá sức mua (PPP) ám chỉ rằng các biến vĩ mô cơ bản không có bất kì tác động nào tới tỷ giá hối đoái thực. Một quan điểm khác cho rằng giá cả hoàn toàn linh hoạt và tỷ giá hối đoái thực điều chỉnh đối với nhiễu thực (real disturbances) và chính sách tài khóa. Chính sách tiền tệ không thể ảnh hưởng tới tỷ giá hối đoái thực, theo như trong quan điểm cân bằng này thì cả giá và tỷ giá hối đoái danh nghĩa điều chỉnh theo cùng tỷ lệ đối với bất kì cú sốc tiền tệ nào, Devereux (1997). Tuy nhiên, có khả năng là giá cả của tất cả hàng hóa được thiết lập theo tiền tệ trong nước và chỉ được điều chỉnh theo thời gian. Trong trường hợp này chúng ta có thể có hai loại độ cứng nhắc của giá cả: Đầu tiên, sự thiết lập giá cả so le, khi mà giá cả được thiết lập trước cho một số thời kì tương lại định sẵn; thứ hai, cơ chế thiết lập giá cả được điều chỉnh theo từng phần, được giải thích bởi Calvo (1983), được thể hiện trong mẫu, Kollman (1997) người cung cấp những bằng chứng về tính biến động tỷ giá hối đoái thực từ những nước G7. Với việc không có các rào cản thương mại và các kì vọng hợp lý, chúng tôi sẽ kì vọng ngang giá sức mua PPP được giữ trong dài hạn mà không kể đến sự kết dính hay linh hoạt của giá cả trong ngắn hạn. Husted và MacDonald (1998), sử dụng dữ liệu bảng, cung cấp bằng chứng hỗ trợ cho tỷ giá hối đoái song phương của đồng Đô la Mỹ, Mác Đức và Yên Nhật. Sideris (2008), sử dụng dữ liệu của 6 nước Trung và Đông Âu, cho thấy PPP duy trì khi có sự can thiệp chính thức trong thị trường hối đoái được kếp hợp (incorporated). Tuy nhiên, nghiên cứu cho thấy rằng tỷ giá hối đoái thực không ổn định trong 5 trong số các nước này. Narayan (2008), sử dụng dữ liệu bảng đối với 16 nước OECD, các bằng chứng về sự tồn tại của PPP khi breaks được xem xét. Salehizadeh và Taylor (1999) chỉ ra PPP được duy trì trong dài hạn đối với 14 trong tổng số 27 quốc gia mới nổi. Tuy nhiên, có quan điểm cho rằng không có bằng chứng thực nghiệm đủ mạnh nào để hỗ trợ cho PPP trong dài hạn, ví dụ như theo Devereux (1997) và trong phần tổng quan được trích dẫn. Một lời giải thích hợp lý cho sự chệch từ PPP như thế đó là tỷ giá hối đoái danh nghĩa và giá cả phản ứng đối với các yếu tố vĩ mô cơ bản theo những tỷ lệ khác nhau để tạo ra những biến động trong các biến vĩ mô, đặc biệt các biến tiền tệ và tài khóa, từ đó dẫn tới những biến động trong tỷ giá hối đoái thực, một cách cụ thể trong dài hạn. Mục tiêu của nghiên cứu này là để phát triển và kiểm định một mô hình của tỷ giá hối đoái thực mà nó được sử dụng để kiểm chứng cho sự giải thích này. Theo một số nghiên cứu học thuật, sự biến động của tỷ giá hối đoái thực bắt nguồn hầu hết từ các nhân tố bên ngoài hay sự khác biệt giữa các nhân tố bên ngoài và bên trong ( ví dụ theo Calvo và cộng sự, 1993; Del Negro và Obiols-Hums, 2001; Kanas, 2005; Kandil và cộng sự 2007; Hamori và Hamori, 2011). Một số nghiên cứu sử dụng một hay một số biến tài khóa cũng như là các biến vĩ mô để xác định tỷ giá hối đoái thực (Ví dự như theo Edwards, 1988; MacDonald, 1998; Canzoneri và cộng sự, 2003; Égert và cộng sự, 2006; Candelonet và cộng sự, 2007; Kim and Roubini, 2008; Müller, 2008; Galstyan and Lane, 2009; Cayen và cộng sự, 2010; EttaNkwelle và cộng sự, 2010; Chowdhury, 2012). Hơn nữa, một số nghiên cứu bỏ qua hầu như hoàn toàn các biến vĩ mô cơ bản, đặc biệt là các biến tài khóa (ví dụ như Schlagenhauf và Wrase, 1995; Devereux, 1997; Kim, 2007; Morales-Zumaquero, 2006; Uz và Ketenci, 2010). Trong bài nghiên cứu này, tôi xây dựng một mô hình tỷ giá hối đoái thực mà nó có thể chứng minh sự ảnh hưởng vửa cả biến tài khóa lẫn tiền tệ, gồm tất cả các biến vĩ mô cơ bản có liên quan. Theo như hiểu biết của tôi, tôi chưa từng thấy mô hình nào như vậy trong tổng quan nghiên cứu hiện nay. Đó là đóng góp đầu tiên của nghiên cứu này. Chúng ta cũng nên đề cấp đến việc ước lượng các mối quan hệ đồng liên kết dài hạn mà không có nghiên cứu trước đây nào tính đến yếu tố động dynamics ngắn hạn của hệ thống để điều chỉnh cho các nhận tố (cụ thể là khủng hoảng tài chính/kinh tế, những thay đổi hệ thống chính sách và những thay đổi ngoại sinh) mà có thể ảnh hưởng đến các yếu tố động dynamics ngắn hạn của hệ thống. Kia (2996b) cho thấy rằng các kế quả sẽ bị chệch nếu chúng ta bỏ qua yếu tố này. Mô hình được ước lượng với dữ liệu ở Canada, khi đó tôi cho phép các yếu tố động dynamics ngắn hạn của hệ thống kết hợp với sự thi hành lạm phát mục tiêu của ngân hàng Canada và Bộ tài chính , hiệp định mâu dịch tư do và Nafta cũng như cuộc khủng hoảng tài chính Mỹ gần đây. Nó chỉ ra rằng, trái ngược với tổng quan nghiên cứu trước đây (ví dụ như Mark, 2009), các biến cơ bản thể hiện rất tốt trong dài hạn. Đây là đóng góp khác của bài nghiên cứu này. Hơn thế nữa, theo như ghi nhận về Canada, theo bảng 1, có mức độ mở cửa cao nhất trong số các quốc gia G7. Vì vậy, bộ dữ liệu về Canada là những quan sát tốt để kiểm định mô hình. Phần tiếp theo mô tả mô hình và theo sau đó là phần dữ liệu và các các kết quả ước lượng dài hạn. Phần 4 ghi nhận các mô hình động ngắn hạn. Phần 5 phân tích các phản ứng của tỷ giá hối đoái thực đối với các cú sốc và cuối cùng là kết luận rút ra. 2. Mô hình Giả định mẫu đại diện trong nền kinh tế có những sở thích được cho bởi: (1) Trong đó U(Ct, Ct*, gt, ktmt, kt*mt*) = (1-α)-1 (Ct.α1Ct* α2gt α3)1- α + ξ *(1-η)- 1[(mt/kt)η1 (mt*/kt*)η2]1-η. Hơn nữa, α1, α2, α3, α, η1, η2, η và ξ là các thông số dương và 0.5 < α < 1 và 0.5 < η <1. Giả định sau cùng (0.5 < α < 1 và 0.5 < η <1) thì được cần để đảm bảo mức cầu chuẩn của tiền. Vì không có bất kì kết quả dưới đây nhạy cảm với độ lớn của α1, α2, α3, α, η1 và η2, để cho đơn giản, chúng tôi giả định những thông số này tất cả bằng từ 0 cho tới 1. Ở đây ct và ct* tương ứng là hàng hóa thực tiêu dùng đơn lẻ, không tích trữ được, trong nước và ngoài nước . mt và mt* tương ứng là sự nắm giữ cán cân tiền mặt thực trong nước (M/p) và ngoài nước (M*/p*). E là toán tử kì vọng, và là nhân tố chiết khấu thỏa mãn 0 < β < 1. Chi tiêu chính phủ thực đối với hàng hóa và dịch vụ (g) được giả định là “một điều tốt”. Trong khi xây dựng hàm thỏa dụng (1), để đơn giản, theo Cox (1983), Drazen và Helpman (1990), Hueng (1999) và Kia (2006a) và nhiều người khác, chúng tôi giả định rằng nguồn đầu ra tổng cộng được cho là ngoại sinh. Nói theo cách khác, chúng tôi giả định lao động được cung ứng một cách không co dãn. Ghi chép cho rằng không có kết quả nảo sẽ bị tác động nếu chúng ta nới lỏng giả định này. 1 Chi tiêu chính phủ bao nằm trong các sở thích được dưa trên giả định lợi ích các cá nhân được từ các dịch vụ của chính phủ , ví dụ như đường xá, thức ăn sạch sẽ, an toàn mà được xem xét kĩ, vân vân… cung cấp một thỏa dụng cao hơn cho người tiêu dùng. Như một sự lựa chọn, theo tổng quan nghiên cứu, chúng tôi có thể cân nhắc g như mức cầu chung cho hàng hóa công. Thật ra, sự cho phép sở thích người tiêu dùng có thể phụ thuộc vào chi tiêu chính phủ thì không mới trong tổng quan nghiên cứu, có thể thấy đó là Kia (2006a) và các tài liệu tham khảo trong đó,. Theo Sidrauski (1967), nó được giả định các dịch vụ của tiền được đưa vào trong hàm thỏa dụng. Ngoài ra, theo Stockman (1980), Lucas (1982), Guidoti (1993), Hueng (1999) và Kia (2006a), nó được giả định rằng sức mua nội địa và hàng hóa nước ngoài được tạo ra với những tiền tệ (currency) trong nước và ngoài nước tướng ứng, và vì vậy, các dịch vụ của cả tiền tệ (currency) trong lẫn ngoài nước được đưa vào trong hàm thỏa dụng. Cho phép chúng tôi chọn các đơn vị cũng theo cách như vậy đó là các dịch vụ của tiền trong nước S thì bằng m và các dịch vụ của tiền nước ngoài S* thì bằng m*. Có một điều chú ý đơn giản chỉ cho biết là không có bất kì kết quả nào trong nghiên cứu này sẽ thay đổi nếu thay vì các dịch vụ của Sidrauski về tiền trong hàm thỏa dụng chúng tôi gỉa định là một mô hình shopping time hoặc cash-in-advance. Theo Kim (2000) và Kia (2006b), biến kt, là cái mà tổng hợp rủi ro kết hợp với việc nắm giữ tiền trong nước, cũng được đưa vào. Tuy nhiên, trái với Kim, chúng tôi giả định biến k là một công thức của các biến tài khóa biết trước trong dài hạn và hệ thống chính sách và chính trị thay đổi trong ngắn hạn. Hơn thế nữa, chúng tối giả định k t cũng bao gồm rủi ro tiêu cực. Chúng tôi mặc định trong dài hạn: ).log()log( 3210 ttttt comkfgdpkdebtgdpkdefgdpkk +++= (2) Giả định rằng động lực trong ngắn hạn của các biến rủi ro (log(K)) bao gồm một bộ của các biến giả xen vào cái mà tính toán cho cơn khủng hoảng kinh tế, những phát kiến như là sự thay đổi chế độ chính sách ảnh hưởng đến cung tiền. Các biến defgdp, debtgdp, fdgdp, và com tương ứng lần lượt là thâm hụt ngân sách thực trên GDP, nợ chính phủ chưa được chi trả trên GDP, nợ tài chính nước ngoài của chính phủ trên GDP, và giá cả hàng hóa. Chúng tôi giả định rằng nợ chính phủ trả cùng mức lãi suất với tiền gửi tại Ngân hàng. Trong một đại diện môi trường rủi ro thay thế tính thực tế hoặc là tài sản sinh lãi của tiền tệ. Ví dụ khi đại diện nợ công trên GDP gia tăng cho thấy sự gia tăng của thuế trong tương lai hoặc gia tăng cung tiền (lạm phát). Cùng một thời điểm, mối quan hệ giữa nợ chính phủ chưa được chi trả với quy mô nền kinh tế càng cao thì rủi ro của môi trường cũng càng cao. Các cá nhân nắm giữ các trái phiếu này để lấp đầy lỗ hổng giữa chi tiêu và thu nhập của lao động trong tương lai, bao gồm chi phí thuế. Do đó chúng tôi giả định rằng các hệ số hằng số k0 >0,k1>0. Hơn nữa một sự gia tăng trong nợ của chính phủ được nắm giữ bởi nhà đầu tư nước ngoài được xem như là một nguyên nhân gây ra sự phá giá của đồng nội tệ trong tương lai. Đặc biệt, khi một khoản lớn trái phiếu do chính phủ phát hành được nắm giữ bởi các nhà đầu tư nước ngoài, khi đó luôn luôn có rủi ro rằng những nhà đầu tư này sẽ phá giá những trái phiếu này. Hành động này là kết quả của việc gia tăng cung tiền của quốc gia và đó là một sự phá giá tiền tệ. Do đó, nhu cầu cho tiền tệ trong nước sẽ giảm nếu một phần lớn nợ của chính phủ được tài trợ từ bên ngoài, nghĩa là k2>0. Cuối cùng, kể từ khi Canada là một quốc gia định hướng hàng hóa (commodity oriented) , khi giá cả hàng hóa gia tăng rủi ro có liên hệ với việc nắm giữ đồng Canada, tất cả đều sẽ giảm ngoại trừ các hằng số, nghĩa là k3<0. Chúng tôi cũng giả định rằng k* tổng cộng rủi ro liên hệ với việc nắm giữ đồng ngoại tệ, như là đồng tiền Đôla Mỹ. log(k∗) = k∗ debtgdp∗t + k∗fdgdp∗t (3) Các biến debtgdp∗ và fdgdp∗ lần lượt là nợ chưa được chi trả của nước ngoài trên GDP nước ngoài và nợ được tài trợ bởi các quốc gia nước ngoài trên GDP nước ngoài (internationally foreign government financed debt per foreign GDP). Một sự gia tăng của nợ nước ngoài được giả định có sự kết hợp với sự tiền tệ hóa nợ công trong tương lai và ngoại tệ có giá trị thấp hơn (ví dụ như nhu cầu ngoại tệ thấp hơn), do đó k*0 > 0. Tương tự với đồng nội tệ, một sự gia tăng trong khoản nợ công được nắm giữ bởi nhà đầu tư hoặc chính phủ nước ngoài có thể xem như nguyên nhân gây ra sự phá giá của đồng ngoại tệ trong tương lai, tức là k∗0 > 0. Tương tự với Eq. (2), chúng ta giả định phương trình (3) được nắm giữ các vấn đề đến các động lực ngắn hạn của hệ thống. Hơn nữa, giả định rằng các động lực ngắn hạn của các biến rủi ro có liên hệ với việc nắm giữ ngoại tệ [log(k*)] bao gồm các biến giả xen vào để tính toán các cuộc khủng hoảng kinh tế, thay đổi chính trị hoặc thay đổi chế độ chính sách, những yếu tố ảnh hưởng đến giá trị của ngoại tệ. Chúng tôi cũng giả định rằng đồng USD đại diện cho ngoại tệ. Các biến g, defgdp, debtgdp và fdgdp được cho, người tiêu dùng tối đa hóa phương trình (1) hướng đến những ràng buộc về ngân sách như sau: Trong đó τ_t là giá trị thực của sự chuyển nhượng 1 lần hoặc thuế khoán được nhận hoặc chi trả bởi người tiêu dùng, qt là tỷ giá hối đoái thực, được định nghĩa là Et p_t^*/pt, Et là tỷ giá hối đoái danh nghĩa (giá trong nước của ngoại tệ), p_t^* và pt lần lượt là mức giá trong nước và mức giá nước ngoài của hàng hóa nội địa và hàng hóa nước ngoài. yt là vốn góp (thu nhập) thực hiện tại được nhận bởi các cá nhân, m_(t-1)^* là số ngoại tệ thực tại thời điểm bắt đầu của thời kỳ, dt là nợ công nội địa thực trong 1 thời kỳ được trả tỷ lệ R của lợi nhuận, d*t là trái phiếu ngoại tệ thực 1 thời kỳ được phát hành trả lãi suất risk – free R*t. Giả định tiếp theo là dt và d*t chỉ là hai tài sản tài chính có thể lưu trữ được. Tối đa hóa sự ưu tiên đối với m, c, m*, c*, d và d*, và lệ thuộc vào sự giới hạn ngân sách(4) cho đầu ra được cho và các biến fiscal, will yield: Như chúng ta đã thấy trong phương trình 6, đối với rủi ro từ nước ngoài có n < 1 liên quan đến việc nắm giữ ngoại tệ sẽ đưa đến sự sụt giảm cầu ngoại tệ. Sử dụng phương trình (5) và (6), và giả định sự tiêu thụ hàng hoá thực tế trong thị trường nội địa (Ct) là là một hàm cố định (ω ) của thu nhập nội địa thực tế (yt), giả định ω = 1, ta có: Cần lưu ý rằng ảnh hưởng của k và k* là âm, tác động đến cả rủi ro nội địa và rủi ro từ nước ngoài liên quan đến việc nắm giữ các đồng nội tệ và ngoại tệ làm sụt giảm cầu của đồng nội tệ. Nguyên nhân của việc này, như được trình bày trong phương trình (6), cầu của đồng nội tệ (m) có tương quan dương với cầu của đồng ngoại tệ (m*). Do vậy, khi mà k* tăng trưởng, m* sẽ sụt giảm tương ứng với sự sụt giảm của m. Tại điểm cân bằng, chúng ta sẽ có log(mt) = log(mst), ms là biến cung tiền. Thay thế log(ms) cho log (m) tại phương trình (7) và thay thế phương trình (2) và (3) cho log(k) và log(k*) trong phương trình (7) và giải quyết cho kết quả log(qt) như sau: Phương trình (8) là mối quan hệ dài hạn của tỷ giá thực tế. Chúng tôi đã thêm các yếu tố rủi ro được giả định là nhiễu trắng – hoàn toàn ngẫu nhiên (to be white noise). Theo phương trình nay, cung tiền cao hơn và lãi suất cao hơn đưa đến tỷ giá trao đổi thực thấp hơn trong dài hạn. Một cách giải thích khả thi là cung tiền cao hơn hay lãi suất cao hơn sẽ gây ra giá cao hơn trong dài hạn thể hiện qua tỷ giá trao đổi thực tế thấp hơn. Thu nhập thực tế cao hơn đưa đến tỷ giá trao đổi thực tế cao hơn trong dài hạn. Thu nhập thực tế cao hơn đưa đến sự cầu tiền cao hơn và giá cả thấp hơn và do đó là tỷ giá cao hơn (Dịch đến đây là điên luôn, đề nghị đọc bài gốc để biết thêm chi tiết) Chi tiêu chính phủ cao hơn đưa dến sự một sự cầu tiền thấp hơn, và do đó, nhu cầu hàng hoá và dịch vụ cao hơn và do đó một mức giá cao hơn và tỷ giá trao đổi thực tế thấp hơn. Điều này cũng đúng khi áp dụng cho trường hợp thâm hụt, nợ công cao hơn dự tính và các nguồn tài trợ bên ngoài. Giá của hàng hoá tiện nghi cao hơn đưa đến nhu cầu cao hơn đối với đồng nội tệ, và do đó, điều này đưa đến việc đồng tiền Canada tăng giá (tỷ giá trao đổi thực tế thấp hơn). Lãi suất nước ngoài cao hơn (a higher foreign interest rate) đưa đến cầu tiền thấp hơn và gây ra kết qua là nhu cầu tiêu dùng hàng hoá và dịch vụ cao hơn. Mức cầu cuối cùng đưa đến một mức giá cao hơn, và do đó, tỷ giá trao đổi thực tế thấp hơn. Các yếu tổ ảnh hưởng đến rủi ro liên quan đến việc nắm giữ tiền tệ, Ví dụ, nợ và nợ nước ngoài tài trợ cho việc cho vay nợ nước ngoài (debt and foreign debt financing of the foreign debt), cũng đưa đến việc tỷ giá trao đổi thực tế thấp hơn. Điều này là nguyên nhân của thực tế rằng các yếu tố đó làm sụt giảm cầu ngoại tệ ($US). Điều này nên được nhấn mạnh rằng phương trình (8) trong dài hạn cũng có thể được áp dụng cho một động lực ngắn hạn của một hệ thống bao gồm các biến tĩnh (stationary) đại diện cho khủng hoảng cũng như sự thay đổi chính sách của một quốc gia và các yếu tố ngoại sinh khác ảnh hưởng đến cả nội địa và các quốc gia khác. Tóm lại, chúng ta có thể nhận thấy rằng mô hình phát triển trong bài nghiên cứu này khác biệt với các mô hình trước đây, ví dụ, Mundell-Fleming, nhưng nó có thể kết hợp chặt chẽ cả các biến tiền tệ và biến tài khoá, bao gồm cả sụ thâm hụt, nợ và quản lý nợ trong dài hạn. 3. Dữ liệu và những kết quả dài hạn 3.1. Dữ liệu Mô hình nghiên cứu sẽ được ước lượng dựa trên bộ dữ liệu hàng quý của Canada từ Quý I/1972 đến Quý III/2010. Việc lựa chọn kỳ quan sát này là dựa theo khoảng thời gian khi Canada đã hoàn toàn thực hiện một chế độ tỷ giá linh hoạt và thực tế thì lịch sử giá hàng hóa chỉ được ghi nhận từ 1972 . Canada được chọn nghiên cứu bởi vì quốc gia này có độ mở tài chính cao nhất trong số các nước G7 (xem Bảng 1). Hơn vì, vì đối tác thương mại lớn của Canada là Mỹ nên tỷ giá thực giữa Canada và Mỹ được lựa chọn. Ví dụ, tỷ lệ phần trăm trung bình của tổng xuất khấu và nhập khẩu của Canada với đối tác Mỹ trên toàn bộ tổng xuất khẩu và nhập khẩu của Canada trong giai đoạn 1986-2009 là 72.10%. Tỷ lệ này là 72.23% trong năm 1986 và tăng thành 77.48% vào năm 1999 và đã giảm xuống còn 63.01% vào năm 2009. Tổng các đầu tư trực tiếp và các đầu tư khác từ Mỹ cũng như danh mục đầu tư của Mỹ ở Canada chiếm 57% GDP của Canada năm 2009. Dữ liệu Canada được lấy từ cơ sở dữ liệu của Hệ thống quản lý thông tin kinh tế xã hội Canada (CANSIM). Dữ liệu Mỹ được lấy từ cơ sở dữ liệu của Cục dữ trữ liên bang St. Louis (FRED). Một số dữ liệu bị thiếu đối với cả hai nước được lấy từ phiên bản trực tuyến Thống kê Tài chính quốc tế (IFS). Vào ngày 22/03/2002, các đơn vị tiền tệ được điều chỉnh lịch sử nhằm tính đến việc Ngân hàng thương mại hoàng gia Canada (CIBC) mua lại bộ phận kinh doanh bán lẻ của công ty Merrill Lynch Canada. Dữ liệu M1 được sử dụng trong bài nghiên cứu là dữ liệu điều chỉnh 22/03/2002. Để kiểm tra tính dừng của các biến, tôi sử dụng kiểm định Dickey-Fuller tăng cường và kiểm định Phillips-Perron phi tham số. Ngoài ra, để tính đến khả năng gián đoạn trong hệ số chặn và hệ số góc, tôi cũng sử dụng các kiểm định được phát triển bởi Lee & Strazicich (2003) (kiểm định này được điều chỉnh đối với 4 loại phá vỡ cấu trúc), Perron (1997) và Zivot & Andrews (1992). Theo các kết quả kiểm định, tất cả các biến có liên kết bậc 1 (không dừng). Các biến này dừng sai phân bậc nhất. Tuy nhiên, cần lưu ý là các thay đổi trong biến nợ/GDP đối với Mỹ và Canada là dừng chỉ ở mức tin cậy 90% theo kết quả kiểm định của Zivot & Andrews (1992). Để ngắn gọn, các kết quả này không được trình bày, nhưng vẫn được sử dụng phân tích. Toàn bộ dữ liệu liên quan được điều chỉnh theo yếu tố mùa. Các lãi suất Mỹ được điều chỉnh trên cơ sở 365 ngày. Các biến Canada và Mỹ liên quan tính theo đơn vị là triệu $. 3.2. Phương pháp dài hạn và những kết quả Vì tất cả các biến trong phương trình 8 đều có nghiệm đơn vị, do đó trước tiên chúng tôi xác nhận có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa mức độ thay đổi thực và các yếu tố của nó, theo như lý thuyết bằng mô hình Bảng 2 báo cáo kết quả kiểm tra hồi quy trên mô hình. Trong mẫu thời kỳ, có một số thay đổi trong chính sách và/hoặc những thay đổi ngoại sinh mà nó có thể ảnh hưởng đến những động lực ngắn hạn của hệ thống. Bằng chứng bởi Kia (2006b), các mô hình bất biến có thời gian thay đổi 3 Sau khi ấn định một tỷ giá thả nổi trong những năm 1950, Canada đã quay sang chế độ tỷ giá cố định trong năm 1962. Sau đó đã quyết định trở lại tỷ giá thả nổi vào tháng 6 năm 1970. 4 Baum et al. (1999) sử dụng cách tiếp cận khác nhau và một mẫu thời kỳ, nhận thấy tỷ giá thực của Canada là không đứng im. Hơn nữa, McMillan (2009) và Kilic(2009) cho thấy rằng tỷ giá thực của Canada không đứng im khi kiểm tra sự tuyến tính nghiệm đơn vị và một loạt các mô hình phi tuyến tính, và có một sự chuyển tiếp đối xứng dựa trên mô hình phi tuyến tính được sử dụng [...]... cung tiền thực và cú sốc GDP thực gây ra một tỷ lệ phần trăm giảm của tỷ giá hối đoái thực khi thời gian tăng 6 Kết luận Để chúng tôi có thể sử dụng tỷ giá hối đoái như là phương pháp đo lường tính cạnh tranh của “chi phí giá chúng tôi cần biết các nhân tố chính Trong mô hình này Chúng tôi phát triển một mô hình tiền tệ của tỷ giá hối đoái và chỉ ra rằng các nhân tố dài hạn đó của tỷ giá hối đoái là... và nợ tài trợ từ bên ngoài làm giảm vĩnh viễn tỷ giá thực , nhưng những cú sốc tư ng tự trong thâm hụt ngân sách và nợ trên GDP sẽ tăng vĩnh viễn tỷ giá thực tế ( biểu đồ A- D ) Cuối cùng, một cú sốc giá hàng hóa kết quả làm tăng vĩnh viễn của đồng đô la Canada thực , tức là giảm vĩnh viễn trong tỷ giá thực (biểu đồ H ) Để đánh giá liệu tài chính , tiền tệ và các cú sốc đã đóng nhiều vai trò trong. .. thiên tỷ giá hối đoái thực ở tất cả các kỳ hạn Thâm hụt ngân sách trên GDP , nợ trên GDP , nợ nước ngoài trên GDP và chỉ số giá hàng hóa chiếm một tỷ lệ ngày càng tăng của việc dự báo khoảng biến thiên tỷ giá hối đoái thực tế khi gia tăng kỳ hạn Tuy nhiên , những đóng góp mạnh mẽ hơn để dự báo biến động tỷ giá thực là nợ trên GDP Ví dụ , sau một năm chấn động gây ra 9,50 % biến động tỷ giá hối đoái thực. .. GDP thực tế gây ra một (biểu đồ G ) sự giảm tạm thời trong tỷ giá hối đoái thực ( 0.003 đơn vị ) nhưng sự suy giảm làm giảm độ lớn đến 0,0005 trong 24 quý Thứ hai , một cú sốc chính sách tiền tệ , bằng cách thay đổi lãi suất , kết quả là một sự tăng giá của đồng đô la Canada thực sự vĩnh viễn (biểu đồ F) Thứ ba , đối với các biến tài chính , một trong những cú sốc đối với chi tiêu chính phủ thực. .. cao đồng đô la Canada ), do đó làm giảm tỷ giá thực 5 Phản ứng của tỷ giá hối đoái thực đối với các cú sốc Phân tích tác động của những cú sốc của các yếu tố trong nước ảnh hưởng tới tỷ giá thực tế , tôi sử dụng các hệ số hồi quy của toàn bộ mô hình ECMS bằng cách xem xét những phản ứng liên quan Để cho mỗi biến chịu cú sốc một cách độc lập tôi sử dụng nhân tố Choleski để đơn giản hóa hệ mô hình để... việc đo lường các biến động trong tỷ giá hối đoái thực , chúng tôi phân tích sự phân tách cho những kỳ hạn thời gian khác nhau ( xem bảng 4) Mỗi hàng cho thấy các phần nhỏ của t – step trước dự báo khoảng biến thiên cho tỷ giá hối đoái thực do những cú sốc (các biến ở cột) gây ra Theo kết quả này, cú sốc lãi suất trong nước và tài khoản chi tiêu thực của chính phủ cho một tỷ lệ không đáng kể của việc... cung tiền và thu nhập thực Tỷ giá hối đoái thực đánh giá cao một cú sốc đến lãi suất, ngân sách, nợ trên GDP, giá cả hàng hóa trong khi đánh giá thấp chi tiêu chính phủ thực, nợ nước ngoài trên GDP Các cú sốc về ngân sách, nợ và nợ nước ngoài trên GDP, chỉ số giá hàng hóa tính cho phần trăm gia tăng của tỷ giá hối đoái dự báo sai lệch trung bình khi thời gian càng dài Tuy nhiên yếu tố đóng góp mạnh mẽ... sự thay đổi trong kết quả lãi suất là việc giảm đi trong sự tăng trưởng của tỷ giá thực Các hệ số ước lượng của sự thay đổi trong các khoản nợ của Mỹ trên GDP là âm như dự kiến về mặt lý thuyết, ngụ ý rằng, trong ngắn hạn, sự gia tăng trong các khoản nợ của Mỹ trên GDP, nếu tất cả yếu tố khác là cân bằng, sẽ dẫn đến dòng vốn vào và sự mất giá của tỷ giá hối đoái (sự đánh giá cao đồng đô la Canada ),...Mẫu thời kỳ từ Quý 1-1972 đến quý 3-2010.lq là log của tỷ giá thực, ở đó q được định nghĩa như Eq*/p, E là tỷ giá danh nghĩa (giá nội tệ của đồng đô la Mỹ), P* và p là mức giá Mỹ và Canada (CPI), tư ng ứng lrm1 là log của M1 thực và I là log[R /(1 + R )], trong đó R là tỷ lệ 3 tháng tại những điểm thập phân, ly là log của GDP thực, lrg là log của chi tiêu thực chính phủ vào hàng hóa và... triển của tỷ giá hối đoái Các biến tiền tệ như sự thay đổi lãi suất và tốc độ tăng trưởng của cung tiền có sự tác động ngược chiều lên sự phát triển của tỷ giá hối đoái theo đúng như lý thuyết đã được trình bày Quan trọng, các đại diện bỏ qua độ lệch nhỏ của sự cân bằng của thị trường hối đoái trong khi lại phản ứng mạnh mẽ đối với các độ chênh lệch lớn Thêm vào đó, sự thúc đẩy của tỷ giá hối đoái lên . Mỹ cũng như danh mục đầu tư c a Mỹ ở Canada chiếm 57% GDP c a Canada năm 2009. Dữ liệu Canada được lấy từ cơ sở dữ liệu c a Hệ thống quản lý thông tin kinh tế xã hội Canada (CANSIM). Dữ liệu. bắc Mỹ (NAFTA) gi a Canada, Mỹ, Mexico trong 1/1994. Cả giao dịch tự do và hiệp định NAFTA có thể cải tiến những dịch vụ tiền bằng việc cho phép người nắm giữ dollar Canada mua hàng h a và dịch. góp khác c a bài nghiên cứu này. Hơn thế n a, theo như ghi nhận về Canada, theo bảng 1, có mức độ mở c a cao nhất trong số các quốc gia G7. Vì vậy, bộ dữ liệu về Canada là những quan sát tốt