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,

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.

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 +++=

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

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

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

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), tương 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 dịch vụ,
defgdp và debtgdp là thâm hụt ngân sách và nợ/GDP, tương ứng fdgdp là số dư nợ
nước ngoài/GDP, và lcom là hàm log của giá cả hàng hóa. i* = log[R */(1 + R
*)] trong đó R* là tỷ lệ 3 tháng tại các điểm thập phân. debtgdp* là số dư nợ số dư
nợ Mỹ/ GDP, fdgdp* là số dư nợ/GDP, fdgdp* là dư nợ /GDP, fdgdp* là số dư nợ
nước ngoài Mỹ/GDP và Con là điều kiện cố định.
a a= chập nhận không có giá trị tại r = 1
b Bằng cách sử dụng sự điều chỉnh Barlett thống kê kiểm tra Trace đúng với lỗi
mẫu nhỏ, xem Johansen (2000, 2002)
C Bởi vì bao gồm nhiều biến giả trong mô hình động ngắn hạn, giới hạn phân phối
của thống kê thứ hạng nên được mô phỏng. Vì vậy, CATS 2 trong phần mềm máy
tính RATS được sử dụng. Số lần lặp lại là 2500 với một chiều dài của bước đi ngẫu
nhiên là 400
d xấp xỉ p-value sử dụng thống kê kiểm tra sự hiệu chỉnh. LM(1) và LM(2) là một
và hai lệnh kiểm tra Lagrangian Multiplier tương tự nhau.

Fig 1. Kiểm tra tỷ lệ đệ quy
*X(t) = sự mất cân bằng thực tế như là một hàm của tất cả các động lực ngắn hạn
và những biến giả.
R1(t) = sự mất cân bằng “sạch” đưa ra những hiệu chỉnh cho những hiệu ứng ngắn
hạn
Những hệ số cần có một độ sâu sắc hơn về những thông số đặc trưng cho việc xử

6 Biến giả này giải thích cho việc thực hiện hiệp định tự do thương mại giữa
Canada và Mỹ trong tháng 1/1991
7 . Biến giả này giải thích cho việc thực hiện tư do giao dịch bắc Mỹ (NAFTA)
giữa 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 hóa và dịch vụ được sản xuất bên ngoài Canada tại mức giá giống nhau,
bao gồm chi phí vận chuyển, đã được tính phí vào nơi sản xuất
8 Biến giả này giải thích khủng hoảng tài chính hiện tại mà nó đã bắt đầu vào quý
trước của năm 2007.
9 Lưu ý rằng phương trình (8) là mối quan hệ hợp lý nếu như PPP giữa Canada và
Mỹ không có giá trị. Tôi đã kiểm tra PPP bằng việc nghiên cứu mối quan hệ hồi
quy dài hạn giữa Et, Pt* và pt hiện tại. Đặc biệt, tôi đã kiểm tra về tình trạng của
một Vector hồi quy trong log(pt) = Log(pt*) + log(Et) môi quan hệ trong đó cho
phép hệ thống động lực ngắn hạn điều chỉnh bằng những thay đổi liên tục trong
chính sách và những cú sốc ngoại sinh khác mà có thể ảnh hưởng đến mối quan hệ
qua biến động ngắn hạn. Tôi đã thất bại trong việc tìm kiếm mọi mối quan hệ dài
hạn, việc đưa ra gợi ý PPP không có giá trị trong dài hạn giữa Canada và Mỹ. Kết
quả, phương trình (8) nên giữ. Vì lợi ích ngắn ngủi, do đó kết quả kiểm tra không
được báo cáo, nhưng luôn có sẵn theo yêu cầu.

sự kết hợp P-values của chúng cho thứ hạng kiểm tra. CATS trong gói phần mềm
máy tính RATS (phiên bản 2, xem Dennis, 2006) đã từng được sử dụng để mô
phỏng những giá trị quan trọng. Số lần lặp lại là 2500 và độ dài của bước ngẫu
nhiên là 400. Những nhân tố điều chỉnh Bartlett của hạng thống kê nguồn gốc từ
Johansen (2000. 2002) đã từng được sử dụng để điều chỉnh cho một sai lệch tiềm
ẩn có thể được tạo ra bởi lỗi mẫu nhỏ. Độ dài của độ trễ 4 là một sự cần thiết để
chắc chắn rằng sai số là ngẫu nhiên.
Chỉ không đồng dư thức là không bình thường. Tuy nhiên, như đã đề cập bởi
Johansen (1995), một xuất phát điểm từ sự bình thường không quan trọng trong
những kiểm tra sự hồi quy. Theo kết quả bảng 2, kiểm tra Trace từ chối r = 0 tại

(ii) Chính sách tài khóa: Hệ số ước tính dài hạn của log chi tiêu chính phủ thì
tiêu cực, theo như những dự đoán của mô hình chúng tôi và thống kê này có ý
nghĩa. Kết quả này mâu thuẫn với những gì tìm thấy của Chowdhury (2012) đối
với tỷ giá thực tại Úc. Hệ số ước tính dài hạn về thâm hụt ngân sách/GDP trong dài
hạn tích cực và có ý nghĩa thống kê. Kết quả này mâu thuẫn với mô hình lý thuyết
trong khi MacDonald’s(1998) thừa nhận tìm thấy về tỷ giá tại Mỹ và Nhật Bản.
Một sự giải thích về mức thâm hụt ngân sách/GDP cao và dẫn đến sự mất giá đồng
nội tệ. Hệ số ước tính của nợ chính phủ/GDP có ý nghĩa thống kê và có tín hiệu
tiêu cực như những dự đoán của mô hình. Hệ số của nợ chính phủ bên ngoài/GDP
không có ý nghĩa thống kê trong dài hạn và có dấu hiệu sai. Tuy nhiên hệ số tích
cực củng cố phát hiện của Chowdhury(2012) đối với tỷ giá tại Úc.
(iii) Giá cả hàng hóa: Hệ số ước tính của giá cả hàng hóa thì không có giá trị
(Xác nhận mô hình lý thuyết) và có ý nghĩa thống kê. Kết quả này củng cố phát
hiện của Macdonald ‘s (1998) về tỷ giả, mặc dù ông ấy chỉ bao hàm giá dầu mỏ
thực, không có một chỉ số về giá cả hàng hóa.
(iv) Nhân tố bên ngoài: Cả hệ số ước tính của lãi suất tại Mỹ và nợ nước ngoài
của Mỹ/GDP có tín hiệu điều chỉnh và có ý nghĩa thống kê, nhưng hệ số ước tính
của Mỹ nổi bật là nợ/GDP, có ý nghĩa thống kê, có dấu hiệu sai. Đặc biệt, sự tác
động tác động tính cực trong dài hạn của nó lên tỷ giá thực tại Canada. Một sự giải
thích có thể đưa ra đó là nợ tăng tại Mỹ, nó sẽ làm gia tăng cung tiền, vì vậy, giá
cao hơn trong tương lai. Điều này có thể dẫn đến tại mức giá tại Mỹ cao hơn hôm
nay và mức cao hơn của tỷ giá thực.
Chú giải:
(1) Nếu chúng ta nới lỏng giả định rằng lao động được cung ứng không co dãn (thu
nhập là ngoại sinh) thì chúng ta cần phải them các điều kiện khác. Ví dụ như –(1-
η3)-1(Nt)1-η3 trong hàm thỏa dụng , trong đó N là số giờ lao động và η3 ≥ 0 cho
biết sự co dãn cung lao động Frisch. Trong trường hợp như vậy, một có thể dễ
dàng chứng mình được rằng không có bất kì kết quả nào sẽ khác nhau.
4 . Mô hình động ngắn hạn
Như đã thiết lập trong phần trước về mối quan hệ dài hạn mô tả tỷ giá thực và các

−0.0
4
−0.27
−0.62
−0.1
0
−0.1
0
−0.93
−1.44
−0.0
2
0.03
0.02
0.07
0.02
0.09
0.19
0.04
0.04
0.28
0.31
0.01
0.01
0.01
0.94
0.3
7
0.5
6

Biến giả này có một giá trị duy nhất trong quý IV năm 2008, và khác không. Hệ số
ước tính của biến giả này không được báo cáo, nhưng có sẵn khi yêu cầu.
Trong bảng này, ∆ biểu thị chênh lệch giữa hai kỳ liên tiếp và EC ,
2
, và DW,
tương ứng, biểu thị điều chỉnh sai số từ phương trình dài hạn cho tỷ giá thực, hệ số
tương quan bình phương điều chỉnh, độ lệch chuẩn và thống kê Durbin-Watson.
Kiểm định White (1980) kiểm định chung cho phương sai sai số thay đổi, kiểm
định ARCH (1982) là kiểm định 5 yếu tố Engle (1982), kiểm định Godfrey (1982)
là kiểm định 5 yếu tố Godfrey (1978), REST (1969) là kiểm tra sai số Ramsey
(1969), Normality là thống kê tiêu chuẩn Bera (1987), Li là kiểm định sự ổn định
của Hansen (1992), với giả thuyết H0 rằng hệ số thứ i dự kiến hoặc phương sai của
sai số là không đổi và Lc là kiểm định sự ổn định Hansen (1992) với giả thuyết H0
rằng các hệ số ước tính cũng như sai số phương sai cũng không đổi.
Theo báo cáo kết quả đo lường trong Bảng 3, không có kiểm định nào có ý nghĩa.
Dựa trên kết quả kiểm định sự ổn định của Hansen, tất cả các hệ số, riêng lẻ hoặc
phối hợp là ổn định. Tuy nhiên, ước tính phương sai là không ổn định. Phương
pháp ước lượng là OLS. Mức độ của biến giả mô tả sự thay đổi chế độ chính sách
và thay đổi ngoại sinh cũng như một xu hướng thời gian tuyến tính được đưa vào
mô hình EC. Đã được đề cập trong phần trước, các biến giả cũng xuất hiện trong
mô hình động ngắn hạn của hệ thống phân tích hồi quy đồng liên kết của chúng tôi.
Như chúng ta có thể thấy biến tài khoá trong nước không có bất kỳ tác động nào
trong ngắn hạn đối với sự tăng trưởng của tỷ giá hối đoái thực. Theo kết quả ước
lượng của chúng tôi được báo cáo trong Bảng 3, các hệ số ước lượng của mô hình
hiệu chỉnh sai số là âm và có ý nghĩa thống kê. Điều thú vị là, tác động của sai số
cân bằng là phi tuyến, điều này ngụ ý rằng các đại diện có thể bỏ qua độ lệch nhỏ
từ sự cân bằng trong trao đổi tiền tệ và / hoặc thị trường hàng hóa, nhưng phản ứng
mạnh đối với một sự mất cân bằng lớn bởi sai lệch từ trạng thái cân bằng vì hệ số
ước lượng của bình phương EC là dương. Tác động của lãi suất đã được dự kiến
bởi mô hình này là âm, nhưng ngược lại hiệu quả lâu dài của nó có ý nghĩa thống

thời nếu kết quả biến thay đổi qua trở theo giá trị cân bằng trước đó sau khi một số
giai đoạn . Nếu nó đưa đến một giá trị cân bằng khác , các hiệu ứng được gọi là
vĩnh viễn. hình 4 cho thấy những phản ứng của tỷ giá hối đoái thực đối với một cú
sốc trong lg , defgdp , debtgdp , fdgdp , lrm1 , i , ly , lcom và lq . Từ đồ thị, chằng
những các hệ số của mô hình VAR mà các phản ứng của các biến trên đối với
những cú sốc được biết một cách chắc chắn , mô phỏng Monte Carlo được sử dụng
với Số lượng Monte Carlo rút là 1000. Để đơn giản hóa , chúng tôi chỉ tập trung
vào các phản ứng của lq đến một cú sốc trên các biến số khác . Như chúng ta có
thể thấy trong hình tất cả các câu trả lời đều được thể hiện ở trên đồ thị.
Có bốn điểm đáng chú ý của các phản ứng. Đầu tiên , tất cả các phản ứng , ngoại
trừ cung tiền và thu nhập thực tế , là vĩnh viễn. Đặc biệt, theo biểu đồ E , một cú
sốc trong cung tiền thật ( bằng 0,02 đơn vị ) gây ra một sự gia tăng tức thời
( 0,0046 đơn vị ) trong tỷ giá hối đoái thực tế và tiếp tục 0,0052 trong quý thứ 10
trước khi giảm về độ lớn cho đến khi đặt đến 0,0036 đơn vị vào quý 24 , do đó , sự
tác động là tạm thời . Hơn nữa, một cú sốc tác động đến 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 và nợ tài trợ từ bên ngoài làm
giảm vĩnh viễn tỷ giá thực , nhưng những cú sốc tương 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 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 dự báo

lớn.
Thêm vào đó, sự thúc đẩy của tỷ giá hối đoái lên tất cả các cú sốc thì lâu dài ngoại
trừ 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 cho dự báo sai lệch trung bình là chỉ số giá hàng hóa.