Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá nhập khẩu Việt Nam

MỤC LỤC 1. GIỚI THIỆU ...........................................................................................................2 2. TỔNG QUAN NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY.......................................7 3. NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀO GIÁ NHẬP KHẨU ..............................................................12 3.1. Các yếu tố quyết định ERPT ..........................................................................12 3.2. Các mô hình lý thuyết.....................................................................................16 3.2.1. Ngang giá sức mua (PPP) và Luật Một Giá (LOOP) ..............................16 3.2.2. Pricing to market (PTM) và cạnh tranh không hoàn hảo ........................17 3.2.3 Chiến lược định giá tiền tệ địa phương - đồng nội tệ (LCP) và định giá đồng tiền của nhà sản xuất (PCP)......................................................................19 3.2.4. Mô hình lý thuyết ......................................................................................19 3.3. Mô tả biến và dữ liệu ......................................................................................21 3.4. Mô hình nghiên cứu thực nghiệm...................................................................22 3.4.1. Phương pháp nghiên cứu .........................................................................24 3.4.2. Kiểm định tính dừng của dữ liệu (Unit root test) .....................................27 3.4.3. Kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết (Johansen).......................................31 3.5. Mô hình nghiên cứu mở rộng: Tác động của những yếu tố kinh tế vi mô và vĩ mô đến sự thay đổi của ERPT ...............................................................................34 3.6. Mô hình truyền dẫn tỷ giá bất cân xứng .........................................................38 4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ...................................................................................39 4.1. Mô hình thực nghiệm......................................................................................39 4.1.1 Tác động cân bằng trong dài hạn (Hồi quy theo mô hình DOLS) ............39 4.1.2. Tác động trong ngắn hạn (Hồi quy theo mô hình ECM) .........................44 4.2. Kết quả mô hình nghiên cứu mở rộng ............................................................46 4.3. Sự truyền dẫn bất cân xứng ............................................................................51 5. KẾT LUẬN ...........................................................................................................53 6. MỘT SỐ KHUYẾN NGHỊ TRONG VIỆC LỰA CHỌN CHẾ ĐỘ TỶ GIÁ Ở VIỆT NAM ...............................................................................................................54 DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT ERPT (Exchange Rate Pass – Through): Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái PTM: Pricing To Market LCP (Local Currency Pricing): Chiến lược định giá tiền tệ địa phương - đồng nội tệ PCP (Producer currency pricing): Chiến lược định giá tiền tệ của nhà sản xuất NHNN: Ngân hàng nhà nước NHTM: Ngân hàng thương mại NTBs (Non-Tariff Barriers): Các hàng rào phi thuế quan GDP (Gross Domestic Product): Tổng sản phẩm quốc nội CPI (Consumer Price Index): Chỉ số giá tiêu dùng PPI (Producer Price Index): Chỉ số giá sản xuất WPI (Wholesale Price Index): Chỉ số giá bán buôn PPP (Purchasing Power Parity): Ngang giá sức mua LOOP (Law of One Price): Luật một giá VAR (Vector Autoregression): Mô hình vectơ tự hồi quy ECM (Error Correction Model): Mô hình hiệu chỉnh sai số VECM (Vector Error Correction Model): Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số DOLS (Dynamic Ordinary Least Squares): Phương pháp bình phương bé nhất động MC (Marginal Cost): Chi phí biên PM (Import Price): Giá nhập khẩu : Mức tăng giá FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion PL: Phụ lục DANH MỤC BẢNG Bảng 3.1. Kết quả kiểm định tính dừng (sử dụng kiểm định KPSS) ......................30 Bảng 3.2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (sử dụng kiểm định Phillip-Perron) ..... …………………………………………………....................... .............................31 Bảng 3.3. Lựa chọn độ trễ cho kiểm định đồng liên kết và mô hình ECM .... PL 2, 3 Bảng 3.4, 3.5, 3.6. Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4 .......................................33 Bảng 3.7. Kết quả kiểm định tính dừng (sử dụng kiểm định KPSS) ......................37 Bảng 3.8. Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 -3.......................................................38 Bảng 4.1. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số PPI của Mỹ (k = 4, p =1) .................................................................................................................................39 Bảng 4.2. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số CPI của Mỹ (k = 4, p =1) .................................................................................................................................40 Bảng 4.3. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo NEER (k = 5, p = 2) ........................41 Bảng 4.4. Kiểm định tính dừng của phần dư ..........................................................41 Bảng 4.5. Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn .......44 Bảng 4.6. Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn .......45 Bảng 4.7. Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn .......45 Bảng 4.8. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi (mô hình ECM trong ngắn hạn).......................................................................................... PL 4 Bảng 4.9. Tác động của các yếu tố kinh tế vi mô và vĩ mô đến ERPT...................47 Bảng 4.10. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi ........48 Bảng 4.11. Kiểm định tính dừng của phần dư ........................................................48 Bảng 4.12. Kết quả kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4 ......................................51 Bảng 4.13. Kết quả ước lượng phương trình (12) – Hệ số cân bằng trong dài hạn .................................................................................................................................51 Bảng 4.14. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi ........52 Bảng 6.1. Cơ chế tỷ giá của Việt Nam, giai đoạn 1999 – 2009..............................57 Bảng 6.2. Những công cụ hiện đại của một NHNN độc lập .......................... PL 6, 7 DANH MỤC HÌNH VẼ Hình 3.1. Chỉ số giá nhập khẩu và NEER của Việt Nam ................................... PL 1 Hình 4.1. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 01) ...............................40 Hình 4.2. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 02) ...............................40 Hình 4.3. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 03) ...............................41 Hình 4.4. Kiểm định sự ổn định của mô hình ECM ........................................... PL 4 Hình 4.5. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư trong mô hình ECM .......... PL 5 Hình 4.6. Ước lượng truy hồi ERPT vào giá nhập khẩu Việt Nam ........................47 Hình 4.7. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư................................................49 Hình 4.8. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư................................................52 Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá nhập khẩu Việt Nam Tóm tắt Một kênh truyền dẫn quan trọng của các yếu tố toàn cầu vào giá trong nước là thông qua các biến động của tỷ giá hối đoái. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá thường được hiểu là mức % thay đổi giá trong nước tính bằng đồng tiền của nước nhập khẩu khi tỷ giá tiền tệ giữa các đối tác thương mại thay đổi 1%. Nói cách khác, hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá chính là độ co giãn của giá trong nước so với tỷ giá. Bài nghiên cứu này xem xét mức độ truyền dẫn của tỷ giá (ERPT) vào chỉ số giá nhập khẩu tổng hợp trong ngắn hạn và dài hạn nhằm làm rõ tính chất và quy mô hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái trong nền kinh tế của Việt Nam phụ thuộc vào các biến như tỷ giá, chi phí của nhà sản xuất nước ngoài và các yếu tố làm tăng giá (mark –up). Đồng thời, bài nghiên cứu cũng mở rộng về phản ứng bất cân xứng của chỉ số giá nhập khẩu đối với việc tăng và giảm giá trị đồng nội tệ. Kết quả kiểm định cho thấy sự chuyển dịch từ tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập khẩu là hoàn toàn trong dài hạn, phù hợp với những nghiên cứu trước đó. Bài viết cũng phát hiện rằng có sự chuyển dịch bất cân xứng khi có sự biến động tăng và giảm trong tỷ giá hối đoái, cụ thể là ảnh hưởng của việc tỷ giá hối đoái có hiệu lực danh nghĩa giảm (đồng nội tệ tăng giá) lên giá nhập khẩu lớn hơn việc tỷ giá tăng, tuy tác động này không đáng kể nhưng vẫn có ý nghĩa quan trọng. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu còn kiểm tra sự tác động của các yếu tố kinh tế vi mô và vĩ mô lên ERPT như biến động tỷ giá, lạm phát, mức độ phụ thuộc vào nhập khẩu, lỗ hổng sản lượng, mức độ giàu có…để xem xét xem ERPT có thay đổi theo thời gian hay không. Kết quả cho thấy có một sự suy giảm của ERPT theo thời gian khi ta thêm vào tác động của các yếu tố kinh tế kể trên. 1. GIỚI THIỆU Tỷ giá hối đoái có tầm quan trọng đặc biệt với nhiều nền kinh tế, đặc biệt là nền kinh tế đang hội nhập như Việt Nam. Tỷ giá ảnh hưởng đến giá cả tương đối giữa hàng hóa trong nước và nước ngoài, vì vậy nó tác động đến nhu cầu của các loại hàng hóa. Kết quả là, cả sản xuất tổng hợp và mức giá của một nền kinh tế mở phụ thuộc vào tỷ giá hối đoái. Mức độ giá cả thay đổi để phản ứng lại với những biến động tỷ giá được gọi là hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT), bao gồm tác động của những thay đổi tỷ giá hối đoái đến một trong những (1) giá nhập khẩu và giá xuất khẩu, (2) giá tiêu dùng, (3) đầu tư, và (4) khối lượng giao dịch thương mại (trade volumes) (theo Darvas, 2001). Từ những năm 1970, các nhà kinh tế học đã nghiên cứu tác động của những biến động tỷ giá hối đoái đến giá cả trong nước vì nó có ý nghĩa quan trọng trong việc truyền dẫn những cú sốc tiền tệ quốc tế, quyết định tối ưu của chính sách tiền tệ trong nước và giải pháp cho sự mất cân đối của thương mại toàn cầu.

MỤC LỤC

1 GIỚI THIỆU 2

2 TỔNG QUAN NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 7

3 NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀO GIÁ NHẬP KHẨU 12

3.1 Các yếu tố quyết định ERPT 12

3.2 Các mô hình lý thuyết 16

3.2.1 Ngang giá sức mua (PPP) và Luật Một Giá (LOOP) 16

3.2.2 Pricing to market (PTM) và cạnh tranh không hoàn hảo 17

3.2.3 Chiến lược định giá tiền tệ địa phương - đồng nội tệ (LCP) và định giá đồng tiền của nhà sản xuất (PCP) 19

3.2.4 Mô hình lý thuyết 19

3.3 Mô tả biến và dữ liệu 21

3.4 Mô hình nghiên cứu thực nghiệm 22

3.4.1 Phương pháp nghiên cứu 24

3.4.2 Kiểm định tính dừng của dữ liệu (Unit root test) 27

3.4.3 Kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết (Johansen) 31

3.5 Mô hình nghiên cứu mở rộng: Tác động của những yếu tố kinh tế vi mô và vĩ mô đến sự thay đổi của ERPT 34

3.6 Mô hình truyền dẫn tỷ giá bất cân xứng 38

4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 39

4.1 Mô hình thực nghiệm 39

4.1.1 Tác động cân bằng trong dài hạn (Hồi quy theo mô hình DOLS) 39

4.1.2 Tác động trong ngắn hạn (Hồi quy theo mô hình ECM) 44

4.2 Kết quả mô hình nghiên cứu mở rộng 46

4.3 Sự truyền dẫn bất cân xứng 51

5 KẾT LUẬN 53

6 MỘT SỐ KHUYẾN NGHỊ TRONG VIỆC LỰA CHỌN CHẾ ĐỘ TỶ GIÁ Ở VIỆT NAM 54

NHTM: Ngân hàng thương mại

NTBs (Non-Tariff Barriers): Các hàng rào phi thuế quan

GDP (Gross Domestic Product): Tổng sản phẩm quốc nội

CPI (Consumer Price Index): Chỉ số giá tiêu dùng

PPI (Producer Price Index): Chỉ số giá sản xuất

WPI (Wholesale Price Index): Chỉ số giá bán buôn

PPP (Purchasing Power Parity): Ngang giá sức mua

LOOP (Law of One Price): Luật một giá

VAR (Vector Autoregression): Mô hình vectơ tự hồi quy

ECM (Error Correction Model): Mô hình hiệu chỉnh sai số

VECM (Vector Error Correction Model): Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số

DOLS (Dynamic Ordinary Least Squares): Phương pháp bình phương bé nhất động

MC (Marginal Cost): Chi phí biên

PM (Import Price): Giá nhập khẩu

: Mức tăng giá

FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion

SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion PL: Phụ lục

DANH MỤC BẢNG

Bảng 3.1 Kết quả kiểm định tính dừng (sử dụng kiểm định KPSS) 30

Bảng 3.2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (sử dụng kiểm định Phillip-Perron)

……… 31

Bảng 3.3 Lựa chọn độ trễ cho kiểm định đồng liên kết và mô hình ECM PL 2, 3 Bảng 3.4, 3.5, 3.6 Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4 33

Bảng 3.7 Kết quả kiểm định tính dừng (sử dụng kiểm định KPSS) 37

Bảng 3.8 Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 -3 38

Bảng 4.1 Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số PPI của Mỹ (k = 4, p =1) 39

Bảng 4.2 Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số CPI của Mỹ (k = 4, p =1) 40

Bảng 4.3 Hệ số cân bằng trong dài hạn theo NEER (k = 5, p = 2) 41

Bảng 4.4 Kiểm định tính dừng của phần dư 41

Bảng 4.5 Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn 44

Bảng 4.6 Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn 45

Bảng 4.7 Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn 45

Bảng 4.8 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi (mô hình ECM trong ngắn hạn) PL 4 Bảng 4.9 Tác động của các yếu tố kinh tế vi mô và vĩ mô đến ERPT 47

Bảng 4.10 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi 48

Bảng 4.11 Kiểm định tính dừng của phần dư 48

Bảng 4.12 Kết quả kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4 51

Bảng 4.13 Kết quả ước lượng phương trình (12) – Hệ số cân bằng trong dài hạn 51

Bảng 4.14 Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi 52

Bảng 6.1 Cơ chế tỷ giá của Việt Nam, giai đoạn 1999 – 2009 57 Bảng 6.2 Những công cụ hiện đại của một NHNN độc lập PL 6, 7

DANH MỤC HÌNH VẼ

Hình 3.1 Chỉ số giá nhập khẩu và NEER của Việt Nam PL 1 Hình 4.1 Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 01) 40 Hình 4.2 Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 02) 40Hình 4.3 Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 03) 41 Hình 4.4 Kiểm định sự ổn định của mô hình ECM PL 4 Hình 4.5 Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư trong mô hình ECM PL 5 Hình 4.6 Ước lượng truy hồi ERPT vào giá nhập khẩu Việt Nam 47 Hình 4.7 Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư 49 Hình 4.8 Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư 52

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI

VÀO CHỈ SỐ GIÁ NHẬP KHẨU VIỆT NAM

Tóm tắt

Một kênh truyền dẫn quan trọng của các yếu tố toàn cầu vào giá trong nước

là thông qua các biến động của tỷ giá hối đoái Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá thường được hiểu là mức % thay đổi giá trong nước tính bằng đồng tiền của nước nhập khẩu khi tỷ giá tiền tệ giữa các đối tác thương mại thay đổi 1% Nói cách khác, hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá chính là độ co giãn của giá trong nước so với

tỷ giá Bài nghiên cứu này xem xét mức độ truyền dẫn của tỷ giá (ERPT) vào chỉ số giá nhập khẩu tổng hợp trong ngắn hạn và dài hạn nhằm làm rõ tính chất và quy

mô hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái trong nền kinh tế của Việt Nam phụ thuộc vào các biến như tỷ giá, chi phí của nhà sản xuất nước ngoài và các yếu tố làm tăng giá (mark –up) Đồng thời, bài nghiên cứu cũng mở rộng về phản ứng bất cân xứng của chỉ số giá nhập khẩu đối với việc tăng và giảm giá trị đồng nội tệ

Kết quả kiểm định cho thấy sự chuyển dịch từ tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập khẩu là hoàn toàn trong dài hạn, phù hợp với những nghiên cứu trước đó Bài viết cũng phát hiện rằng có sự chuyển dịch bất cân xứng khi có sự biến động tăng

và giảm trong tỷ giá hối đoái, cụ thể là ảnh hưởng của việc tỷ giá hối đoái có hiệu lực danh nghĩa giảm (đồng nội tệ tăng giá) lên giá nhập khẩu lớn hơn việc tỷ giá tăng, tuy tác động này không đáng kể nhưng vẫn có ý nghĩa quan trọng

Bên cạnh đó, bài nghiên cứu còn kiểm tra sự tác động của các yếu tố kinh tế

vi mô và vĩ mô lên ERPT như biến động tỷ giá, lạm phát, mức độ phụ thuộc vào nhập khẩu, lỗ hổng sản lượng, mức độ giàu có…để xem xét xem ERPT có thay đổi theo thời gian hay không Kết quả cho thấy có một sự suy giảm của ERPT theo thời gian khi ta thêm vào tác động của các yếu tố kinh tế kể trên

1 GIỚI THIỆU

Tỷ giá hối đoái có tầm quan trọng đặc biệt với nhiều nền kinh tế, đặc biệt là nền kinh tế đang hội nhập như Việt Nam Tỷ giá ảnh hưởng đến giá cả tương đối giữa hàng hóa trong nước và nước ngoài, vì vậy nó tác động đến nhu cầu của các loại hàng hóa Kết quả là, cả sản xuất tổng hợp và mức giá của một nền kinh tế mở phụ thuộc vào tỷ giá hối đoái Mức độ giá cả thay đổi để phản ứng lại với những biến động tỷ giá được gọi là hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT), bao gồm tác động của những thay đổi tỷ giá hối đoái đến một trong những (1) giá nhập khẩu

và giá xuất khẩu, (2) giá tiêu dùng, (3) đầu tư, và (4) khối lượng giao dịch thương mại (trade volumes) (theo Darvas, 2001) Từ những năm 1970, các nhà kinh tế học

đã nghiên cứu tác động của những biến động tỷ giá hối đoái đến giá cả trong nước

vì nó có ý nghĩa quan trọng trong việc truyền dẫn những cú sốc tiền tệ quốc tế, quyết định tối ưu của chính sách tiền tệ trong nước và giải pháp cho sự mất cân đối của thương mại toàn cầu

Biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến các chỉ số giá trong nước thông qua kênh trực tiếp hoặc gián tiếp Kênh truyền dẫn trực tiếp (theo Hyder và Shah (2004)), diễn ra khi biến động tỷ giá ảnh hưởng đến giá trong nước thông qua thay đổi của giá hàng hoá nhập khẩu tiêu dùng cuối cùng hoặc hàng hoá nhập khẩu sử dụng làm đầu vào cho sản xuất trong nước Khi đó một sự phá giá đồng nội tệ sẽ làm giá nhập khẩu tăng, ngược lại một sự nâng giá nội tệ sẽ làm giá nhập khẩu giảm Trong trường hợp phá giá, chi phí nhập khẩu nguyên liệu cao hơn sẽ làm tăng chi phí biên và dẫn tới chi phí sản xuất hàng nội địa tăng Mặt khác, các công ty nhập khẩu hàng hoá tiêu dùng cuối cùng có thể tăng giá bán để phản ứng lại việc tăng chi phí hàng nhập khẩu Như vậy, kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái đầu tiên là các thay đổi của tỷ giá hối đoái làm tăng giá nhập khẩu ảnh hưởng đến mức giá sản xuất, và cuối cùng ảnh hưởng đến mức giá tiêu dùng.Kênh thứ hai là những thay đổi trong tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến giá nhập khẩu hàng hoá cuối cùng và do đó tác động vào giá tiêu dùng trong nước Trong kênh truyền dẫn gián tiếp này, khi phá giá đồng tiền, hàng hóa nhập khẩu trở nên đắt hơn nên người dân trong nước có xu

hướng chuyển sang tiêu dùng sản phẩm sản xuất trong nước Đối với thị trường nước ngoài, cầu về hàng hóa của nước có đồng tiền phá giá có xu hướng tăng lên

Cả hai yếu tố này đều tạo áp lực tăng giá hàng nội địa

Tỷ giá hối đoái biến động lớn sau khủng hoảng tài chính gần đây và cuộc khủng hoảng nợ quốc tế đã làm tăng sự chú ý về ERPT Cho đến nay, đã có một số lượng lớn các công trình lý thuyết cũng như thực nghiệm nghiên cứu sâu rộng về các yếu tố quyết định, động lực và mức độ của ERPT ở các quốc gia, các ngành và sản phẩm khác nhau Những nghiên cứu lý thuyết đã đưa ra một loạt các yếu tố ảnh hưởng đến ERPT, chẳng hạn như phân biệt giá quốc tế (Krugman, 1986), sự hội nhập của nền kinh tế, mức độ cạnh tranh (Dornbusch, 1987), chi phí vận chuyển và phân phối (Burstein và cộng sự 2003; Corsetti và Dedola, 2005), quyết định định giá tiền tệ (Bacchetta và Van Wincoop, 2005) kết hợp với mức độ ít thay đổi của giá (stickiness), sự ổn định của chính sách tiền tệ (Devereux và Engel, năm 2001; Devereux và cộng sự, 2004), sự bền vững trong những thay đổi của tỷ giá hối đoái (Froot và Klemperer, 1989; Taylor, 2000), và biến động tỷ giá hối đoái (Corsetti và Pesenti, 2004) Như vậy, ERPT vào giá đã được công nhận là một cơ chế truyền dẫn quan trọng và phức tạp

Tuy nhiên, mỗi quốc gia có nhiều yếu tố đặc trưng ảnh hưởng đến hiệu ứng truyền dẫn, do vậy ước lượng thực nghiệm cho một quốc gia không áp dụng cho các quốc gia khác Thay vào đó, ước tính riêng biệt phải được thực hiện đối với các quốc gia khác nhau Dựa trên phương pháp áp dụng, các nghiên cứu thực nghiệm có thể được phân loại thành ba nhóm: nghiên cứu dựa trên các mô hình ước lượng đơn giản, các mô hình vectơ tự hồi quy (VAR) và phân tích đồng liên kết (bao gồm các

mô hình vectơ điều chỉnh sai số (VECM))

Trong các mô hình sử dụng một phương trình duy nhất (mô hình ước lượng đơn giản), giá hay tỷ lệ lạm phát được hồi quy theo tỷ giá hối đoái và các biến giải thích khác (xem cuộc khảo sát của Menon (1995), nhiều nghiên cứu gần đây áp dụng phương pháp này là Gagnon và Ihrig (2004), Campa và Goldberg (2005)) Những phát hiện của các nghiên cứu này cho thấy sự thay đổi đáng kể trong mức độ

ERPT giữa các nước Nhiều nghiên cứu dựa trên các mô hình VAR (tham khảo McCarthy (2000), Hahn (2003), Choudhri và cộng sự (2005), Cavaliere (2007)) tìm thấy bằng chứng về ERPT đáng kể vào giá nhập khẩu và truyền dẫn giới hạn vào giá sản xuất và giá tiêu dùng Hơn nữa, kết quả cho thấy độ lớn của ERPT và tốc độ điều chỉnh giá giảm dọc theo chuỗi phân phối Bằng chứng về ERPT dựa trên việc phân tích các mối quan hệ đồng liên kết hoặc các mô hình VECM là khá hiếm Cả Kim (1998), Billmeier và Bonato (2004) tìm thấy một tác động dài hạn tương đối nhỏ của tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá Ngược lại, những phát hiện của Masten (2004), phân tích sự giảm giá trị tiền tệ, tỷ lệ lạm phát và các chỉ số giá cho thấy một ERPT cao

Tuy nhiên, hầu hết các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm về sự truyền dẫn

tỷ giá hối đoái tập trung vào các nước phát triển, đặc biệt là Mỹ, khu vực Euro, Nhật Bản và các nước OECD, chẳng hạn như Knetter (1989), Marston (1990), Parsley (1993), Campa và Goldberg (2002), Campa và Goldberg (2005), Otani, Shiratsuka

và Shirota (2005) Cho đến nay chỉ có một vài nghiên cứu điều tra ERPT của các nước đang phát triển như các nước châu Á (tham khảo Parsons và Sato (2006), Takagi và Yoshida (2001), Lee (1995), Toh và Ho (2001), Ghosh và Rajan (2009)) Đặc biệt, ERPT vào giá nhập khẩu của Việt Nam chưa được nghiên cứu định lượng nhiều Điều này có thể gây khó khăn trong việc hoạch định chính sách, đặc biệt, lạm phát ở Việt Nam không chỉ là nỗi lo lắng kéo dài hàng bao thập kỷ đối với người dân mà còn là vấn đề gây đau đầu đối với chính phủ nói chung và Ngân hàng nhà nước (NHNN) nói riêng Lạm phát đi đôi với thuật ngữ đồng tiền mất giá Thật vậy, trong hai năm (2007 và 2008), Việt Nam đã rơi vào một tình huống không ổn định với tỷ lệ lạm phát ở mức hai con số (một đỉnh cao hơn 25%), cùng với sự mất giá đáng kể của tiền đồng Việt Nam so với các đồng tiền chính, đặc biệt là đồng Yên Nhật Bản Cho rằng kiểm soát lạm phát là chính sách ưu tiên hàng đầu, chính phủ Việt Nam đã thực hiện thắt chặt tiền tệ từ tháng 2 năm 2008 bằng cách tăng lãi suất

cơ bản lên đến 14% Tỷ lệ lạm phát bắt đầu giảm từ tháng Mười năm 2008, nhưng vẫn còn cao ở mức hai con số, kinh tế vĩ mô vẫn còn tồn tại bất ổn, chẳng hạn như tốc độ tăng trưởng kinh tế chậm lại so với dự đoán và thâm hụt tài khoản vãng lai

vượt quá giới hạn có thể chấp nhận được Sau mười tháng áp dụng một chính sách tiền tệ thắt chặt, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam công bố cắt giảm lãi suất cơ bản còn 8,5% trong tháng 12 năm 2008 Thực trạng này cho thấy tác động của thay đổi

tỷ giá hối đoái đến lạm phát trong nước đã không được Chính phủ Việt Nam cân nhắc đúng cách NHNN cần phải biết về tác động đến lạm phát của sự thay đổi tỷ giá hối đoái trong mục tiêu bình ổn giá của mình Kiến thức này là cần thiết cho việc xác định chính sách tiền tệ tối ưu, dự báo, kiểm soát lạm phát hiệu quả và cơ chế truyền dẫn tiền tệ Sự hiểu biết sâu sắc hơn các cơ chế của ERPT là chìa khóa

để NHNN hoạch định chính sách Vì vậy, thực sự cần thiết để có một nghiên cứu thực nghiệm về ERPT vào giánhập khẩu, nó có ý nghĩa quan trọng trong việc hoạch định chính sách tiền tệ và lựa chọn chế độ tỷ giá hối đoái tối ưu tại Việt Nam

Trên thực tế, ERPT vào giá nhập khẩu có thể là hoàn toàn hoặc không hoàn toàn Nếu hiệu ứng truyền dẫn không hoàn toàn thì chúng ta có bằng chứng cho việc định giá đồng nội tệ của các nhà nhập khẩu (LCP) hoặc Pricing to market (PTM) PTM là quan trọng vì nó có thể dẫn đến biến động tỷ giá hối đoái cao hơn và giảm chia sẻ rủi ro quốc tế (Betts và Devereux, 2001) mà nền kinh tế của các thị trường mới nổi đều có thể gặp phải hai vấn đề trên.1 Hiệu ứng truyền dẫn không hoàn toàn

có thể là do cấu trúc thị trường và sự khác biệt sản phẩm Trong một thị trường cạnh tranh không hoàn hảo, các công ty có thể tính một chi phí biên cao hơn để kiếm được lợi nhuận cao hơn bình thường trong thời gian dài Sự điều chỉnh tăng giá này

là khác nhau tùy thuộc vào mức độ thay thế giữa hàng hóa trong nước và hàng hóa nhập khẩu dựa trên từng phân khúc thị trường (tham khảo Krugman, 1987) Bên cạnh đó, một vấn đề quan trọng cần xem xét là hiệu ứng truyền dẫn là một hiện tượng "vi mô" hay "vĩ mô"

Trong một nghiên cứu chuyên đề, Dornbusch (1987) cung cấp một mô hình

lý thuyết giải thích hiệu ứng truyền dẫn không hoàn toàn với các yếu tố kinh tế vi

mô như mức độ tập trung của thị trường, tính đồng nhất/thay thế của các sản phẩm, thị phần tương đối của các doanh nghiệp trong và ngoài nước Tiếp tục cuộc tranh luận, Campa và Goldberg (2005) nghiên cứu mức độ ERPT đối với thành phần sản phẩm nhập khẩu, và kết luận rằng sự biến động trong ERPT là một hiện tượng vi

mô Ngược lại, Marazzi cùng cộng sự (2005) cung cấp bằng chứng cho thấy một sự thay đổi hàng nhập khẩu theo khu vực địa lý của Mỹ đã có thể giải thích sự giảm sút hiệu ứng truyền dẫn cho đất nước này Các nghiên cứu khác cũng cho rằng sự biến động trong ERPT là một hiện tượng vĩ mô Ví dụ, Choudhri và Hakura (2006) cho thấy hiệu ứng truyền dẫn chỉ số giá tiêu dùng (CPI) là dương và có ý nghĩa, đầu tiên

là với mức tỷ lệ lạm phát trung bình, và thứ hai là với biến động của lạm phát và tỷ giá Ca'Zorzi và cộng sự (2007) cho thấy một mối liên hệ tích cực giữa biến động lạm phát và sự thay đổi hiệu ứng truyền dẫn vào chỉ số giá tiêu dùng giữa các thị trường mới nổi Mở rộng các phân tích cho cả độ co giãn ERPT vào giá nhập khẩu

và giá xuất khẩu, Bussière và Peltonen (2008) tìm thấy các liên hệ mạnh mẽ với các yếu tố vĩ mô như chế độ tỷ giá hối đoái và biến động lạm phát trong nước, trong khi

đó các yếu tố vi mô được đại diện bởi mức độ phụ thuộc vào nhập khẩu và thành phần dòng sản phẩm mậu dịch được tìm thấy là đóng một vai trò ít quan trọng hơn, góp phần vào việc nghiên cứu hiệu ứng truyền dẫn theo nhiều hướng khác nhau

Mục tiêu của bài nghiên cứu là ước lượng mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn và dài hạn nhằm làm rõ tính chất và quy mô hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái trong nền kinh tế Việt Nam, ngoài ra còn kết hợp kiểm tra xem liệu ERPT vào giá nhập khẩu có sụt giảm theo thời gian hay không thông qua những biến kinh tế vi mô và vĩ mô khác nhau Đồng thời, bài nghiên cứu cũng mở rộng về phản ứng bất cân xứng của giá nhập khẩu đối với việc tăng và giảm giá trị đồng nội tệ (dựa trên mô hình được sử dụng trong nghiên cứu của Joseph P Byrne, Aditya S Chavali và Alexandros Kontonikas (2010)) Để trả lời những câu hỏi này, bài nghiên cứu sử dụng phương pháp bình phương bé nhất động (dynamic OLS) kết hợp với mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM), cũng như

2 TỔNG QUAN NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

Những nghiên cứu trước đây về hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá có thể được chia làm ba thành phần khác nhau Thế hệ đầu tiên là các

mô hình dựa trên Luật Một Giá (LOOP) thì rõ ràng giá trong nước là một hàm số của tỷ giá hối đoái (tham khảo Isard (1977) và Goldberg và Knetter (1997)) Những

mô hình này ngụ ý rằng những sai lệch so với Luật Một Giá (LOOP) có thể giải thích một phần là do hiệu ứng truyền dẫn không hoàn toàn Các mô hình ở thế hệ thứ hai thì ERPT được mô hình hóa bằng cách sử dụng các giá trị trễ của tỷ giá hối đoái như là các biến giải thích (có thể tham khảo Ohno, 1989) Một cách tiếp cận như vậy có thể chỉ phản ánh hành vi định giá của các công ty khi họ bỏ qua vai trò của chi phí đầu vào Các mô hình của thế hệ thứ ba không nhất thiết phải giả định thị trường cạnh tranh hoàn hảo bằng cách sử dụng Pricing to market (PTM), do đó hiệu ứng truyền dẫn thấp (tham khảo Athukorala và Menon (1994), Menon (1996)

và Doyle (2004)) Hành vi Pricing to market (PTM) ngụ ý rằng các nhà xuất khẩu điều chỉnh giá so với giá hiện hành trong các thị trường xuất khẩu của họ Đối với các nước nhập khẩu, các tác động của PTM có thể được hiểu như là một phương pháp đo lường sự ổn định của giá cả trong nước so với giá nước ngoài và sự gia tăng của tỷ giá hối đoái.Krugman (1987) cho rằng PTM có thể bắt nguồn từ sự khác biệt trong các tiêu chuẩn thương mại quốc tế hoặc cạnh tranh không hoàn hảo Các nhà nghiên cứu hoặc đã đưa ra giả thuyết hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn là cơ sở để giả định cạnh tranh hoàn hảo (người chấp nhận giá) hoặc đã giả định cạnh tranh không hoàn hảo và giá xuất khẩu có mô hình dựa trên PTM hoặc cơ chế định giá

tiền tệ địa phương (LCP) Do đó, PTM là hữu ích cho giả định ERPT không hoàn toàn Về vấn đề này, Marston (1990) nghiên cứu hành vi định giá của các công ty xuất khẩu Nhật Bản Ông tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ của PTM kể từ khi những nhà xuất khẩu của Nhật Bản tính giá xuất khẩu khác nhau khi cùng quy ra đồng Yên

so với giá trong nước Ngoài ra, Marston tìm thấy PTM là không tuyến tính, kể từ khi sự khác biệt giữa giá cao hơn trong các thời kỳ đồng Yên tăng giá Ông kết luận rằng các doanh nghiệp đã dùng PTM một cách có kế hoạch để duy trì khả năng cạnh tranh trong giá xuất khẩu của họ

Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm về sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái đều tập trung ở các nước phát triển, đặc biệt là Mỹ Khảo sát của Menon (1995) mô tả kết quả của 43 nghiên cứu như vậy (Dobrynskaya và Levando, 2005) Các nghiên cứu thực nghiệm về ERPT ở các nước đang phát triển cũng cho thấy ERPT suy giảm đáng kể từ những năm 1990 nhưng vẫn cao hơn so với sự truyền dẫn ở các nước phát triển (Frankel, Parsley và Wei, 2005) Nghiên cứu về sự truyền dẫn bất cân xứng chỉ chiếm một phần nhỏ ví dụ như Pollard và Coughlin (2004); Wickremasinghe và Silvapulle (2004); Joseph P Byrne, Aditya S Chavali và Alexandros Kontonikas (2010) Tuy nhiên, chỉ có một số lượng hạn chế các bài nghiên cứu phân tích tác động ngắn hạn và dài hạn của ERPT vào giá nhập khẩu ở các nền kinh tế mới nổi, đặc biệt là ở châu Á, một phần là do sự thiếu dữ liệu Ví

dụ, Lee (1995) nghiên cứu ERPT tại Hàn Quốc dựa trên ngành nhập khẩu hàng hóa

để sản xuất Toh và Ho (2001) đã điều tra ERPT ở một mức độ bán tổng hợp cho Malaysia, Singapore, Đài Loan và Thái Lan căn cứ trên việc nhập khẩu hàng hóa thiết yếu và hàng hóa sản xuất Parsons và Sato (2006) ước tính ERPT ở Indonesia, Malaysia, Philippines và Thái Lan Ghosh và Rajan (2009) nghiên cứu ERPT vào giá nhập khẩu và giá tiêu dùng tổng hợp của Hàn Quốc và Thái Lan

Hầu hết các nền kinh tế châu Á đã trải qua một sự thay đổi từ hệ thống tỷ giá hối đoái cố định sang linh hoạt hơn trong những năm 1990 Đây là một lý do phổ biến để làm tăng hiệu ứng dẫn truyền của lạm phát và tỷ giá Theo nghiên cứu của Khundrakpam (2007), tốc độ giảm tỷ giá của Ấn Độ đã chậm lại nhưng có sự gia

tăng trong lạm phát cùng với giá nhập khẩu kể từ cuối những năm 1990 Đồng Rupi của Indonesia giảm gần 50% giá trị của nó trong năm 1997, giá cả mất đi tính cạnh tranh, lạm phát tăng và duy trì cao hơn so với các nền kinh tế châu Á khác mãi đến năm 2003 Theo Webber (2000), Ringitt của Malaysia bị mất 34% giá trị của nó trong thời gian 1996-1997 do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng Chan (2008) đã ghi nhận rằng Philippines được đặc trưng bởi biến động tỷ giá hối đoái cao, dẫn truyền vào giá nhập khẩu của nó, tiếp theo là chỉ số giá tiêu dùng cao Thái Lan đã có một chế độ tỷ giá hối đoái cố định cùng với tỷ lệ lạm phát trung bình trước năm 1997 Một sự thay đổi đột ngột do chuyển sang một hệ thống tỷ giá linh hoạt vào năm

1997 dẫn đến sự mất giá 25% của đồng Baht Hậu quả lớn nhất của nó là làm tăng chỉ số giá nhập khẩu, tiếp theo là chỉ số giá sản xuất và giá tiêu dùng

Sahminan (2002) đã kiểm tra ERPT giữa các nước Đông Nam Á áp dụng một mô hình hiệu chỉnh sai số Kết quả của ông cho thấy đối với Thái Lan trong ngắn hạn, nhu cầu trong nước và giá nước ngoài có ảnh hưởng đáng kể đến giá nhập khẩu Nhưng đối với Singapore, chỉ có giá nước ngoài có tác động đáng kể đến giá nhập khẩu Trong khi đó, tỷ giá hối đoái đã không thể hiện ảnh hưởng đáng kể đến giá nhập khẩu cho cả hai quốc gia

Webber (2000) xem xét sự bất cân xứng trong hiệu ứng truyền dẫn bằng cách minh họa rằng nhiều đồng tiền Châu Á đã không truyền dẫn vào giá nhập khẩu sau cuộc khủng hoảng cũng như trong suốt cuộc khủng hoảng năm 1997 Khundrakpam (2007) nghiên cứu hiệu ứng dẫn truyền tỷ giá hối đoái lên giá trong nước ở Ấn Độ trong giai đoạn cải cách (tức là từ năm 1991) và không tìm thấy bằng chứng rõ ràng của sự suy giảm trong mức độ truyền dẫn Ông cũng kết luận rằng có tồn tại một sự truyền dẫn bất cân xứng trong suốt quá trình cải cách Điều này có thể do một số yếu tố bao gồm sự gia tăng trong tự do hóa thương mại, giảm thuế và hạn chế số lượng Ngoài những lý do này, kỳ vọng lạm phát gia tăng trong cuối những năm 90 cũng góp phần làm cho hiệu ứng truyền dẫn cao hơn trong dài hạn

Quan điểm cho rằng chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng cho một vài

nước Đông Á cũng được Ito và cộng sự (2005) nghiên cứu Phát hiện chính của họ

là trước hết, cuộc khủng hoảng đã ảnh hưởng đến các nước như Indonesia, Hàn Quốc và Thái Lan được thể hiện thông qua việc ERPT vào giá trong nước cao hơn Riêng đối với Indonesia, hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá trong cả ngắn hạn và dài hạn đều lớn Tuy nhiên, những thay đổi chính sách tiền tệ cũng đã góp phần tăng ERPT vào giá tiêu dùng ở Indonesia

Kun và Zhanna (2008) nghiên cứu ERPT vào giá nhập khẩu cho bốn quốc gia châu Á là Hàn Quốc, Malaysia, Singapore và Thái Lan Thứ nhất, mức độ truyền dẫn là khác nhau giữa các quốc gia, trong đó nổi bật là tầm quan trọng của tính không đồng nhất Singapore có ERPT cao hơn, có thể là do hai nguyên nhân sau đây Do kết quả của việc hướng đến tỷ giá hối đoái mục tiêu ổn định hơn và sau

đó là hội nhập thương mại cao hơn Hội nhập thương mại nhiều hơn có thể làm cho hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu cao hơn Thứ hai, nhìn chung, mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái cao hơn vào chỉ số giá nhập khẩu, trung bình vào chỉ số giá sản xuất (PPI) và thấp vào chỉ số giá tiêu dùng (CPI)

Ở Việt Nam, trong những năm gần đây cũng có một số nghiên cứu thực nghiệm về sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái, hầu hết các nghiên cứu này đều sử dụng phương pháp vectơ tự hồi quy và mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số, kết quả cũng không có sự khác biệt đáng kể Chúng ta có thể kể đến nghiên cứu của Võ Văn Minh (2009), Bạch Thị Phương Thảo (2011), hai tác giả này sử dụng mô hình VAR

để ước lượng mức độ tác động của cú sốc tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập khẩu

và tỷ lệ lạm phát trong nước

Võ Văn Minh (2009) sử dụng dữ liệu nghiên cứu từ tháng 1 năm 2001, đến tháng 2 năm 2007 đã tìm thấy mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập khẩu sau 6 tháng là 104% và sau 1 năm là 21% Tuy nhiên mức truyền dẫn đến chỉ

số giá tiêu dùng ở mức thấp so với các nước trong khu vực Hạn chế của nghiên cứu này là không có mặt chỉ số giá sản xuất trong ước lượng, chỉ số giá nhập khẩu không có số liệu thống kê chính thức mà được tác giả tính toán từ chỉ số giá xuất khẩu của các đối tác thương mại chính của Việt Nam

Bạch Thị Phương Thảo (2011) cho thấy mức truyền dẫn đến chỉ số giá nhập khẩu là lớn nhất, sau đó đến chỉ số giá sản xuất và giá tiêu dùng Ảnh hưởng của cú sốc tỷ giá có hiệu lực danh nghĩa (NEER) đến chỉ số giá nhập khẩu có ý nghĩa thống kê sau 3 tháng khi có cú sốc tỷ giá hối đoái và kéo dài đến gần 2 năm sau khi xảy ra cú sốc này

Nghiên cứu của GS.TS Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012) kết luận rằng độ lớn của mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá tại Việt Nam đang có xu hướng tăng nhanh và không phải ở mức nhỏ so với các nước khác Do đó, các cú sốc về tỷ giá hối đoái chắc chắn có ảnh hưởng lớn đến các chỉ số giá, qua đó ảnh hưởng đến các chỉ số kinh tế vĩ mô và từ đó ảnh hưởng đến đời sống nhân dân.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái lớn nhất đến chỉ số giá nhập khẩu, tiếp theo là chỉ số giá sản xuất và cuối cùng là chỉ số giá tiêu dùng Trong dài hạn tỷ giá hối đoái truyền dẫn hoàn toàn vào chỉ số giá nhập khẩu

Ngoài ra, nghiên cứu của PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang và cộng sự (2012) còn xem xét sự truyền dẫn bất cân xứng của tỷ giá.Theo PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang và cộng sự (2012), mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu là 144% - một sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái hoàn toàn trong dài hạn Kết quả này cũng tương tự như kết quả nghiên cứu của GS.TS Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012), trong khi đó, kết quả nghiên cứu của Bạch Thị Phương Thảo (2011) cho thấy sự truyền dẫn một phần từ tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu với mức cao nhất

là 77% sau 5 quý Sự truyền dẫn hoàn toàn vào giá nhập khẩu cho thấy về mặt vi

mô, do đặc tính tự nhiên của sản phẩm, của ngành ở thị trường Việt Nam, các nhà xuất khẩu nước ngoài không phải đối mặt với áp lực cạnh tranh lớn và có sức mạnh thị trường đáng kể nên họ có thể duy trì mục tiêu lợi nhuận của mình và đẩy toàn bộ những thay đổi trong tỷ giá hối đoái và chi phí sản xuất cho người mua Kết quả cũng cho thấy chi phí sản xuất nước ngoài cũng được truyền dẫn hoàn toàn vào giá nhập khẩu trong dài hạn Hệ số điều chỉnh sai số có độ lớn là 0.4735, mang dấu âm

và có nghĩa thống kê ở mức 1% cho thấy tốc độ điều chỉnh về mức cân bằng là 47.35% một quý

3 NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀO GIÁ NHẬP KHẨU

3.1 Các yếu tố quyết định ERPT

Có một kho tàng tài liệu đồ sộ hỗ trợ cho sự hiểu biết về các yếu tố ảnh hưởng đến mức độ ERPT vào giá nhập khẩu (xuất khẩu), cũng như vào các chỉ số giá tổng hợp như chỉ số giá tiêu dùng (CPI), giá sản xuất (PPI) hoặc chỉ số giá bán buôn (WPI)

Yếu tố đầu tiên được xem xét là bản chất của hàng hoá hoặc các ngành công nghiệp Nếu xuất khẩu không phải đối mặt với nhiều cạnh tranh hoặc các yếu tố làm tăng giá thì có thể phản ứng kém với những biến động trong giá trị đồng tiền của nhà xuất khẩu theo hướng bất lợi cho người mua Trong tình huống này, thay đổi tỷ giá được truyền dẫn đầy đủ vào đồng tiền của người mua Ngược lại, nếu thị trường

có tính cạnh tranh cao, các công ty có thể cố gắng bảo vệ thị phần của mình bằng cách hấp thụ những thay đổi tỷ giá hối đoái thông qua chấp nhận việc tăng giá thấp hơn, sẵn sàng chấp nhận giá trong nước thấp hơn dẫn đến mức độ ERPT thấp hơn Bên cạnh đó, trong một nghiên cứu tiên phong, Knetter (1993) tìm thấy sự khác biệt giữa các ngành là quan trọng trong việc giải thích các mức độ khác nhau của ERPT

Ví dụ, xuất khẩu sang các thị trường Mỹ, chẳng hạn như các ngành công nghiệp ô tô

và đồ uống có cồn, cho thấy PTM cao hơn và tương ứng là ERPT thấp hơn khi các nhà xuất khẩu cố gắng duy trì thị phần Nói rộng hơn, các nghiên cứu đều cho thấy rằng hàng hoá sản xuất có ERPT thấp hơn so với các sản phẩm nông nghiệp (Campa và Goldberg (2005); Marazzi và cộng sự (2005))

Yếu tố thứ hai là sự biến động của tỷ giá hối đoái Ví dụ, Meurers (2003) thực hiện phân tích Blanchard-Quah để xác định sự thay đổi tỷ giá vĩnh viễn và tạm thời ở Mỹ, Nhật Bản, Đức, Pháp và Ý Tác giả tìm thấy rằng ERPT có xu hướng gần như hoàn toàn trong dài hạn với những cú sốc liên tục của tỷ giá hối đoái Mann (1986) cho rằng, tỷ giá thường xuyên biến động có thể làm giảm ERPT bởi vì, các nhà nhập khẩu có thể thiên về điều chỉnh lợi nhuận biên hơn là giá cả Wei và Parsley (1995) và Engel và Rogers (1998) đã cung cấp những bằng chứng thực

nghiệm để khẳng định giả thiết này ở phạm vi ngành và sản phẩm Do đó, ERPT phải thấp hơn ở các nước có tỷ giá biến động thường xuyên hơn được giải thích bằng “hiệu ứng trễ” theo Baldwin (1988), Baldwin và Krugman (1989), Dixit (1989),hoặc theo mô hình định giá theo từng phân khúc thị trường, nếu giá nhập khẩu được thiết lập bằng đồng tiền quốc gia nhập khẩu và nếu bất ổn tỷ giá hối đoái

là tạm thời, các nhà xuất khẩu nước ngoài sẽ không tăng giá để tránh các chi phí liên quan đến điều chỉnh giá bán như chi phí in ấn, quảng cáo Trong trường hợp này họ sẽ chấp nhận điều chỉnh lợi nhuận biên Vì vậy độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối đoái sẽ giảm Tuy nhiên, nếu như các doanh nghiệp kỳ vọng rằng sự thay đổi của tỷ giá có tính chất lâu dài, chứ không phải mang tính tạm thời thì nhiều khả năng, công

ty sẽ thay đổi giá cả hàng hóa, chứ không phải lợi nhuận biên, nên dẫn đến việc ERPT sẽ cao hơn Vì vậy, ERPT phải cao hơn ở các nước, nơi mà những thay đổi của tỷ giá thường kéo dài hơn (tỷ giá ổn định hơn)

Yếu tố thứ ba là hướng tỷ giá thay đổi, cũng có thể được giải thích bằng

“hiệu ứng trễ” Ta có thể dễ dàng thấy được trong giữa những năm 1980, sự tăng giá của đồng đô la Mỹ đã làm giảm giá nhập khẩu, nhưng khi đồng đô la Mỹ bị giảm giá sau đó, giá nhập khẩu ở Mỹ chỉ tăng lên một phần Các nghiên cứu cho rằng phản ứng của các nhà xuất khẩu đối với những thay đổi tỷ giá hối đoái thường

là bất cân xứng Một sự suy yếu trong đồng tiền của thị trường đích có thể làm cho nhà xuất khẩu giảm giá xuất khẩu và giữ cho giá của sản phẩm ở nước nhập khẩu ổn định nhiều hơn hoặc ít hơn, ngụ ý một ERPT thấp hơn Tuy nhiên, khi đồng tiền của nhà xuất khẩu giảm giá, hàng xuất khẩu trở nên rẻ hơn tại các thị trường đích Điều này có thể tạo ra một sự khuyến khích cho các nhà xuất khẩu duy trì giá xuất khẩu của họ, hoặc trong một số trường hợp, giảm giá đồng tiền của họ và khuếch đại tác động của việc giảm giá này (để chiếm được thị phần), dẫn đến một ERPT cao hơn (Pollard và Coughlin 2003, Madhavi 2002)

Yếu tố thứ tư là quy mô của việc tỷ giá thay đổi Khi tỷ giá ít thay đổi, các doanh nghiệp nói chung là sẵn sàng để hấp thụ nó và giữ giá trong nước không thay đổi do chi phí thay đổi cùng với việc giá thay đổi Theo Krugman (1987), khi một

công ty thông báo giá thì nó nhận thanh toán theo mức giá này Vì vậy, những thay đổi bất ngờ trong chi phí do những biến động tạm thời không phải là 'quá lớn', có thể không được truyền dẫn do các công ty không muốn đánh mất danh tiếng.2 Tầm quan trọng của quy mô tỷ giá hối đoái thay đổi lên ERPT vào giá nhập khẩu ở Mỹ

đã được xác nhận bằng thực nghiệm theo Pollard và Coughlin (2003) và những người khác

Yếu tố thứ năm ảnh hưởng đến mức độ ERPT vào giá nhập khẩu tổng hợp là những nhân tố kinh tế vĩ mô cơ bản của một quốc gia Một thực tế được công nhận

là sự suy giảm chung trong phạm vi của ERPT ở các nước công nghiệp kể từ cuối những năm 1980 Theo Taylor (2000), ERPT là nội sinh đối với chính sách tiền tệ

và sự ổn định tiền tệ của một quốc gia Một đất nước có chính sách tiền tệ càng ổn định và lạm phát càng thấp thì mức độ ERPT càng thấp Luận điểm này đã được khẳng định bởi Gagnon và Ihrig (2004) bằng cách sử dụng dữ liệu vĩ mô cho các nước công nghiệp, cũng như Choudri và Hakura (2006), Frankel và cộng sự (2005)

và những người khác Trong nghiên cứu có liên quan, Devereux và Engel (2001) lập luận rằng nếu những nhà xuất khẩu xác định giá của họ bằng đồng tiền của một đất nước có một chính sách tiền tệ ổn định, thì ERPT vào giá nhập khẩu tính theo đồng nội tệ sẽ thấp đối với các nước có biến động tiền tệ và tỷ giá hối đoái thấp.3

Campa và Goldberg (2005) kiểm tra tầm quan trọng của những thay đổi trong các biến kinh tế vĩ mô và mức độ ERPT vào giá nhập khẩu tổng hợp cho 25 nước OECD giai đoạn 1975 - 1999 Họ nhận thấy rằng tỷ lệ lạm phát trung bình càng thấp và tỷ giá hối đoái càng ít biến động thì ERPT càng thấp Tuy nhiên, các yếu tố vĩ mô đóng một vai trò thứ yếu trong ảnh hưởng của ERPT so với sự thay đổi trong thành phần nhập khẩu của một quốc gia theo thứ tự từ nhập khẩu nguyên liệu thô và năng lượng đến nhập khẩu hàng sản xuất Otani và cộng sự (2003) cũng nêu

2

Goldfajn và Werlang (2000) cũng nhấn mạnh tầm quan trọng của chu kỳ kinh doanh trong việc xác định mức độ ERPT, đó là, các công ty sẵn sàng gia tăng chi phí nhiều hơn trong thời gian phát triển mạnh

3 Đó là một nghiên cứu đang phát triển về vấn đề “định giá tiền tệ địa phương” (LCP) - một trụ cột kinh tế vĩ

mô của nền kinh tế mới hội nhập Liên quan chặt chẽ đến vấn đề của LCP là sự lựa chọn của các công ty để phòng ngừa rủi ro do tỷ giá thay đổi (tham khảo Mann 1986)

bật tầm quan trọng của việc thay đổi thành phần sản phẩm như là một trong các yếu

tố chính trong việc giải thích các tỷ lệ khác nhau của ERPT theo thời gian ở Nhật Bản, trong khi Marazzi và cộng sự (2005) nhấn mạnh tầm quan trọng của nó trong trường hợp của Mỹ.4

Ngoài những gì đã nói ở trên, chúng ta thường thừa nhận rằng ERPT thường

có xu hướng lớn hơn trong nền kinh tế có thu nhập thấp, nhỏ hơn và hội nhập hơn, nơi có một tỷ lệ cao của hàng hoá thương mại, khối lượng nhập khẩu cao,5

hàng hóa thay thế trong nước bị hạn chế, và mức độ hội nhập cao với hệ thống thương mại toàn cầu.6 Những điều kiện này chắc chắn làm cho nhiều quốc gia đang phát triển của Châu Á có khả năng dễ nhạy cảm với ERPT hơn là các quốc gia khác trên thế giới, đặc biệt là những nước công nghiệp.7 Một yếu tố khác có thể ảnh hưởng đến ERPT là sự hiện diện của các hàng rào phi thuế quan (NTBs), có nghĩa là, tỷ giá hối đoái thay đổi truyền dẫn vào giá nhập khẩu có thể được ngăn chặn hoàn toàn do chi phí nhập khẩu (Bhagwati 1991) Một số bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ này chúng ta có thể tham khảo Menon (1996), nghiên cứu cho thấy rằng sự hạn chế

số lượng đã làm giảm ERPT vào giá nhập khẩu sản xuất của Australia trong những năm 1980

4

Ngoài việc thay đổi thành phần sản phẩm, các tác giả cũng nhấn mạnh vai trò của cạnh tranh từ Trung Quốc như là một yếu tố hạn chế phạm vi ERPT vào giá nhập khẩu của Mỹ Marazzi và cộng sự (2005) không tìm thấy quy mô hoặc chiều hướng biến động của tỷ giá hối đoái như là những yếu tố quyết định quan trọng của truyền dẫn vào giá nhập khẩu ở Mỹ Ganapolsky và Vilan (2005) cũng không tìm thấy bằng chứng của sự bất cân xứng trong trường hợp giá nhập khẩu của Mỹ từ năm 1993 đến 2004

5

Tuy nhiên, nếu quốc gia đồng thời nhập khẩu và xuất khẩu với cùng một quốc gia, ERPT có thể thấp hơn

6 Sử dụng dữ liệu chéo (76 quốc gia) dựa trên giá của 8 loại hàng hóa trong giai đoạn 1990 -2001, Frankel và cộng sự (2005) kiểm định một số trong những yếu tố nói trên Họ đi đến kết luận rằng, trong khi có bằng chứng mạnh mẽ cho rằng ERPT chậm hơn và nhỏ hơn ở các nước thu nhập thấp, thì lại có nhiều bằng chứng yếu hơn cho các hiệu ứng quy mô Họ cũng tìm thấy chi phí vận chuyển và các hàng rào thuế quan là yếu tố quan trọng để xác định mức độ ERPT

7 Thật sự khó khăn để nói trước rằng các quốc gia châu Á nhạy cảm với ERPT hơn các nước châu Mỹ Latinh dựa trên quan điểm về sự ổn định tiền tệ thấp hơn và tỷ lệ lạm phát cao hơn sau này Ví dụ, trong một nghiên cứu về hiệu ứng truyền dẫn những thay đổi tỷ giá hối đoái vào giá tiêu dùng ở 71 nước (1980 - 1988), Goldfajn và Werlang (2000) tìm thấy bằng chứng là ERPT cao nhất ở châu Mỹ Latinh Kamin và Klau (2003) cũng tìm thấy sự khác biệt về mức độ ERPT theo khu vực

3.2 Các mô hình lý thuyết

3.2.1 Ngang giá sức mua (PPP) và Luật Một Giá (LOOP)

Một mối quan hệ cơ bản giữa tỷ giá hối đoái và giá được đưa ra là ngang giá sức mua (PPP), trong đó nói rằng khi chuyển đổi sang một đồng tiền chung, mức giá ở các quốc gia nên bằng nhau Học thuyết ngang giá sức mua - cơ sở luận của ERPT, cho rằng sự tác động truyền dẫn của tỷ giá sang giá trong nước phải là toàn phần (độ co giãn phải bằng 100%) và hoàn toàn không có một cơ hội nào cho kinh doanh chênh lệch giá trong dài hạn Vì vậy, nghiên cứu ERPT đồng nghĩa với nghiên cứu PPP Mối quan hệ tương tự trên một mức độ cụ thể hơn được gọi là Luật Một Giá Đối với mỗi hàng hóa j, giá nội tệ (Pj) bằng với giá nước ngoài (P*j) khi chuyển đổi sang đồng nội tệ

Pj = SP*jTrong đó, S biểu thị tỷ giá hối đoái danh nghĩa, được xác định là giá của một ngoại tệ tính theo đồng nội tệ Luật Một Giá, nhờ vào tác động của kinh doanh chênh lệch giá quốc tế, là một yêu cầu quan trọng để duy trì PPP.8

Ngay cả trong mẫu hình đơn giản ở trên của PPP và Luật Một Giá, mối quan

hệ giữa giá cả và tỷ giá có thể khác nhau giữa các quốc gia Đối với một nước nhỏ không có khả năng ảnh hưởng đến giá thị trường thế giới, Luật Một Giá sẽ bao hàm hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn của tỷ giá đến giá cả (tức là đồng nội tệ mất giá 1%

sẽ dẫn đến sự gia tăng của giá trong nước 1%) Tuy nhiên, khi cầu nhập khẩu ở các quốc gia là nhà nhập khẩu lớn trên thị trường thế giới giảm, sẽ làm giảm giá của mặt hàng này trên thế giới Như vậy, việc phá giá ở những nền kinh tế lớn chẳng những vừa kích thích sản xuất trong nước phát triển mà còn có lợi do nhập khẩu với giá thấp hơn trước Chúng ta có thể lập luận bằng cách khác là nếu tỷ giá của một nền kinh tế lớn giảm, áp lực lên giá cả trong nước một phần được bù đắp bằng việc

8

Tuy nhiên, duy trì Luật Một Giá không nhất thiết có nghĩa rằng PPP tồn tại Một lý do cụ thể là sự tồn tại của hàng hóa phi thương mại Giá hàng hóa phi thương mại có thể có sự khác biệt giữa các quốc gia, gây ra một hành vi vi phạm PPP Theo mô hình Balassa-Samuelson, sự khác biệt trong giá cả của các hàng hóa phi thương mại phát sinh do sự khác biệt về năng suất (Asea và Corden (1994))

giảm giá thế giới do nhu cầu thế giới thấp hơn Điều này làm giảm ước lượng ERPT đối với các nền kinh tế lớn Do đó, quy mô của một nền kinh tế là một trong những yếu tố quyết định mức độ của ERPT vào giá (McCarthy (2000), trang 3)

Mô hình lí thuyết của PPP dựa trên nhiều giả thiết mà trong thế giới thực rất khó xảy ra, chẳng hạn, giả thiết về cạnh tranh hoàn hảo và chi phí vận chuyển bằng

0 Các kiểm định thực nghiệm chứng minh rằng ERPT trong nhiều trường hợp là không hoàn toàn (khác 1 hoặc 100%) Isards (1977) là một trong những người đầu tiên nghi ngờ khả năng kinh doanh chênh lệch giá trên phạm vi toàn cầu có thể giảm chênh lệch giá cả giữa các quốc gia đến mức chi phí vận chuyển Có nhiều lý thuyết giải thích tại sao ERPT không hoàn toàn Mô hình của Obstfeld và Rogoff (2000) cho rằng sự tồn tại chi phí vận chuyển làm tăng giá hàng hóa nhập khẩu và phân khúc thị trường Ngay cả khi hàng hóa nhập khẩu là hoàn toàn có thể thay thế hàng hóa được sản xuất ở trong nước, thì chúng cũng không thể được tiêu thụ với khối lượng lớn (tỷ lệ nhập khẩu nhỏ), bởi vì giá của chúng tương đối cao Trong trường hợp này, sự thay đổi tỷ giá tác động yếu đến sự biến động của chỉ số giá nhập khẩu

và chỉ số giá tiêu dùng

3.2.2 Pricing to market (PTM) và cạnh tranh không hoàn hảo

Mô hình với độ lệch so với Luật Một Giá cung cấp cái nhìn sâu sắc hơn về ERPT đến giá cả Những lý do sai lệch thường cho thấy các yếu tố quyết định quan trọng của ERPT Một yếu tố quan trọng là cạnh tranh không hoàn hảo Khi không

có kinh doanh chênh lệch giá quốc tế, các công ty có giá khác nhau ở các địa điểm khác nhau Một cơ sở lý thuyết cho mối quan hệ giữa tỷ giá và giá cả trong bối cảnh phân biệt giá cả quốc tế được cung cấp bởi Krugman (1986) và Dornbusch (1987)

Krugman (1986) thảo luận về một số mô hình tĩnh và động liên quan đến PTM, thuật ngữ hiện nay được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu PTM mô tả hành vi định giá (không cạnh tranh) của doanh nghiệp để lựa chọn chiến lược giá trong những thị trường khác nhau và tiến đến điều chỉnh giá không hoàn toàn khi tỷ giá biến động, thay vì điều chỉnh lợi nhuận biên, thể hiện mức độ mà các nhà xuất khẩu điều chỉnh giá của họ để phản ánh giá hiện hành được thiết lập bởi các đối thủ

Trong cuộc thảo luận của một số mô hình động, Krugman cho rằng nếu sự điều chỉnh cho dịch vụ và phân phối cơ sở hạ tầng của một công ty rất tốn kém, thay đổi tỷ giá hối đoái đóng một vai trò quan trọng đối với ERPT Một doanh nghiệp không sẵn sàng gánh chịu chi phí điều chỉnh nếu việc thay đổi tỷ giá hối đoái được

dự kiến sẽ sớm đảo ngược Sử dụng các mô hình khác, Froot và Klemperer (1989)

và Taylor (2000) có được kết luận tương tự: Một tỷ giá thay đổi thường xuyên thì việc giá điều chỉnh càng lớn

Hơn nữa, Krugman (1986) lập luận rằng nếu tốc độ điều chỉnh của các chi phí này ngày càng tăng, giá chỉ sẽ được điều chỉnh dần dần ngay cả trong trường hợp tỷ giá hối đoái thay đổi thường xuyên Krugman kết luận rằng các mô hình động của sự cạnh tranh không hoàn hảo có thể là các mô hình thích hợp nhất để giải thích PTM Nghiên cứu của Dornbusch (1987) là một chuyên đề lý thuyết khác nhấn mạnh vai trò của cạnh tranh không hoàn hảo đối với ERPT Tương tự như Krugman (1986), Dornbusch (1987) thực hiện một phương pháp tiếp cận cho rằng

sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái được giả định là ngoại sinh Mô hình độc quyền nhóm của Cournot với một hàng hóa đồng nhất, nhu cầu là một hàm tuyến tính và

một số các doanh nghiệp trong nước và nước ngoài, có thể giải thích toàn bộ phạm

vi thay đổi của tỷ giá gây ra sự thay đổi giá cả giữa 2 trường hợp giới hạn, một mặt

là giá cả không thay đổi và mặt khác là ERPT hoàn toàn (tức là giá điều chỉnh tỷ lệ thuận với sự thay đổi của tỷ giá hối đoái) Theo mô hình này, ERPT cao hơn cho các nước có thị phần nhập khẩu lớn vì trong trường hợp này, nhiều công ty phải đối mặt với một sự thay đổi trong chi phí biên của họ khi tỷ giá thay đổi Hơn nữa, ERPT giảm khi mức độ cạnh tranh tăng bởi vì điều này làm giảm khả năng các công ty hấp thụ những cú sốc chi phí do tỷ giá hối đoái gây ra bằng cách điều chỉnh lợi nhuận thay vì thay đổi giá

Dornbusch (1987) thảo luận về một số mô hình bổ sung và kết luận rằng tất

cả các mô hình dự đoán giá nhập khẩu giảm sau khi đồng nội tệ tăng giá Các doanh nghiệp trong nước có điều chỉnh giá của họ hay không và mức độ như thế nào thì phụ thuộc vào từng mô hình cụ thể

3.2.3 Chiến lược định giá tiền tệ địa phương - đồng nội tệ (LCP) và định giá đồng tiền của nhà sản xuất (PCP)

Độ co giãn ERPT vào giá nhập khẩu tùy thuộc vào chiến lược định giá của các nhà xuất khẩu Khi giá xuất khẩu được thiết lập là phần tăng thêm so với chi phí biên, các công ty nước ngoài sẵn sàng để bù đắp những biến động tiền tệ bằng cách điều chỉnh giá tăng, được gọi là chiến lược định giá đồng nội tệ (LCP), kết quả là dẫn đến ERPT không hoàn toàn Nếu điều này chiếm ưu thế, nền kinh tế nhập khẩu

bị “cô lập” từ các cú sốc điều khoản thương mại, vì vậy, bất kỳ tác động của chi tiêu cho các hiệu ứng chuyển đổi đều có nguồn gốc từ biến động tiền tệ

Mặt khác, nếu các doanh nghiệp xuất khẩu không điều chỉnh lợi nhuận khi tỷ giá thay đổi, chiến lược này được gọi là định giá đồng tiền của nhà sản xuất (PCP) thì hiệu ứng truyền dẫn là hoàn toàn, phù hợp với Luật Một Giá

3.2.4 Mô hình lý thuyết

Mô hình xác định giá nhập khẩu theo các bài nghiên cứu của Fujii (2004), Bailliu và Fujii (2004) và Khundrakpam (2007) Điều này cho phép thể hiện vai trò

của tỷ giá hối đoái, chi phí biên cũng như sự tăng giá trong việc xác định giá nhập khẩu Trong một thị trường cạnh tranh không hoàn hảo, đại diện công ty nước ngoài xuất khẩu sản phẩm của mình cho một doanh nghiệp trong nước Hàm cầu của doanh nghiệp trong nước là Qt (PtM, Ptd, Et), trong đó Pt M

là giá hàng hóa nhập khẩu tính bằng nội tệ, Ptd là giá hàng hóa cạnh tranh trong nước và Et là tổng chi phí trên tất cả các hàng hoá Phương trình dưới đây thể hiện mối quan hệ tuyến tính cho giá nhập khẩu (PtM) dựa trên việc tối đa hóa lợi nhuận tĩnh của các công ty nước ngoài:

(1) Trong đó, Ct (Qt, Wt) là tổng chi phí của công ty, đó là một hàm của sản lượng đầu ra (Qt) và chi phí đầu vào (Wt) tf biểu thị lợi nhuận thu được bởi đại diện công ty nước ngoài tính bằng ngoại tệ

Các công ty nước ngoài chọn giá nhập khẩu mà nó tối đa hóa lợi nhuận Do

đó, tối đa hóa phương trình (1) có liên quan đến giá nhập khẩu PtM:

Trong đó, biểu thị chi phí biên (MCt) Vì vậy, điều kiện đầu tiên

có thể được viết lại để cung cấp một hàm của giá nhập khẩu là: PtM = StMCtμt

Trong đó, μt là mức tăng giá trong nước tương ứng với chi phí biên, được định nghĩa là μt = ηt / (ηt – 1), với ηt là độ co giãn trong nhu cầu Vì vậy, giá trong từng thị trường được xác định một phần bởi mức tăng giá trong nước tương ứng với chi phí biên

Theo các nghiên cứu trước đó như Marston (1990), Pollard và Coughlin (2004), Campa, Goldberg và Minguez (2005) đã cho thấy, ERPT xảy ra do việc truyền dẫn đồng thời những thay đổi trong chi phí biên và các nhân tố làm tăng giá thông qua tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu Thứ nhất, sự mất giá trong đồng nội tệ

có thể làm tăng giá nhập khẩu tính bằng ngoại tệ, qua đó tăng giá nhập khẩu trong

3.3 Mô tả biến và dữ liệu

Bài nghiên cứu này xem xét ERPT vào giá nhập khẩu tổng hợp của Việt Nam liên quan đến tỷ giá hối đoái có hiệu lực danh nghĩa, cũng như tỷ giá hối đoái song phương với đồng đô la Mỹ (USD) Các biến trong nghiên cứu bao gồm chỉ số giá nhập khẩu, tỷ giá hối đoái, chi phí nhập khẩu biên tế và nhu cầu trong nước như

là một đại diện cho các yếu tố làm tăng giá Thời gian mẫu của bài nghiên cứu là Quý 1/2000 đến Quý 3/2012 Dữ liệu về chỉ số giá nhập khẩu (PtM) được lấy từ cơ

sở dữ liệu thống kê hàng tháng của Tổng cục thống kê (Quý 1/2005 = 100) Giá nhập khẩu được xác định theo đồng nội tệ Tỷ giá có hiệu lực danh nghĩa (NEERt) được tính toán dựa trên tỷ giá danh nghĩa (trung bình mỗi quý) lấy từ cơ sở dữ liệu Thống kê tài chính quốc tế của IMF và tỷ trọng thương mại dựa trên số liệu của Tổng cục thống kê từ 10 đối tác thương mại chính của Việt Nam là Nhật Bản, Singapore, Trung Quốc, Hàn Quốc, Mỹ, Thái Lan, Úc, Hồng Kông, Đức, Malaysia (Quý 1/2005 = 100) Tỷ giá hối đoái có hiệu lực danh nghĩa được định nghĩa là số lượng đơn vị tiền tệ trong nước trên một đơn vị ngoại tệ, do đó một sự gia tăng trong NEERt thể hiện đồng nội tệ mất giá Khó khăn để có được một biện pháp đo lường chi phí nhập khẩu biên, đặc biệt là đối với những nền kinh tế mới nổi như Việt Nam Về vấn đề này một số tác giả như Bahroumi (2005), Khundrakpam (2007) và Fujii (2004) đã chỉ ra rằng đại diện cho chi phí nhập khẩu biên (MCt) có thể được xây dựng từ một thước đo sự biến động chỉ số giá bán buôn của các đối tác thương mại chính, tức là chi phí nhập khẩu biên (MCt) được tính theo công thức:

MCt = (REERt × WPIt) / NEERtTrong đó, NEERt là tỷ giá có hiệu lực danh nghĩa

REERt tỷ giá có hiệu lực thực

WPIt là chỉ số giá bán buôn trong nước

Trong nghiên cứu của Amit Ghosh, Ramkishen S Rajan (2009) đã sử dụng chỉ số CPI để đại diện cho chi phí của các nhà xuất khẩu Bài nghiên cứu này biến chi phí biên cũng được đo lường như trên

Một số nghiên cứu về ERPT (tham khảo Khundrakpam (2007), và Bahroumi (2005)) đã xây dựng các yếu tố làm tăng giá trong nước (μt) bằng cách sử dụng các biện pháp đo lường độ co giãn của cầu Do đó các yếu tố làm tăng giá gián tiếp phụ thuộc vào điều kiện nhu cầu nội địa Chỉ số của nhu cầu trong nước như sản lượng công nghiệp được sử dụng trong nghiên cứu của Khundrakpam (2007) và tổng sản phẩm quốc nội (GDP) theo Bahroumi (2005) GDP được coi như là một đại diện cho nhu cầu trong nước trong nghiên cứu này Nó được lấy từ cơ sở dữ liệu Datastream của Reuters

3.4 Mô hình nghiên cứu thực nghiệm

Theo GilPareja (2003), Khundrakpam (2007) và Bahroumi (2005), mối quan

hệ thực nghiệm trong dài hạn giữa các biến được ước tính dựa trên phương trình được trình bày theo logarit cơ số tự nhiên Mục đích của việc chuyển hóa dữ liệu sang logarit nhằm giảm bớt độ phân tán cao, cũng như một số quan sát có giá trị bất thường của dữ liệu gốc, do đó sẽ thuận lợi hơn trong việc nhận dạng và phân tích

lnP t M = γ 0 + γ 1 lnS t + γ 2 lnMC t + γ 3 lnμ t + ε t

Dựa trên những giải thích về biến nghiên cứu và dữ liệu ở trên, chúng ta có phương trình ước lượng sau đây cho tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương và NEER (theo Ghosh và Rajan (2009)), tương ứng là:

lnP t M = α 0 + α 1 lnER t + α 2 lnPPI U t /ln CPI U t + α 3 lnGDP t + t (2)

lnP t M = β 0 + β 1 lnNEER t + β 2 lnCPI W t + β 3 lnGDP t + t (3)

Trong đó, ERt là tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương giữa Đồng Việt

Nam (VND) và Đôla Mỹ (USD), PPI U

t /CPI U t là chỉ số giá sản xuất / giá tiêu dùng

của Mỹ, CPI W t biểu thị chỉ số giá tiêu dùng thế giới, và biến phụ xu hướng với số mẫu quan sát hạn hẹp là không khả thi Xu hướng của giá nhập khẩu và NEER theo thời gian được thể hiện ở hình 3.1 (phần phụ lục)

Các hệ số cần quan tâm đặc biệt là độ co giãn của ERPT α 1 và β 1 Nếu α 1 = 0

có nghĩa là không có ERPT vào giá nhập khẩu, trong khi nếu một α 1 = 1 thì ERPT hoàn toàn Nếu hệ số nằm giữa 0 và 1 chứng tỏ ERPT một phần hay không hoàn toàn

Trong ước lượng phương trình (2) và (3) chúng ta có thể kiểm soát những thay đổi trong nhu cầu trong nước và chi phí của quốc gia xuất khẩu Khi những nhà xuất khẩu nước ngoài tham gia vào việc định giá cho thị trường bằng cách tính thêm các chi phí sản xuất biên của họ trong thị trường cạnh tranh không hoàn hảo, sự gia

tăng trong chi phí nhập khẩu biên cũng làm tăng giá nhập khẩu Như vậy, α 2 và β 2

được kỳ vọng là dương Mức độ của ERPT cũng bị ảnh hưởng bởi các chi phí biên của các nhà xuất khẩu, được đại diện bởi chỉ số PPI/CPI của Mỹ Đối với truyền dẫn NEER, chúng ta sử dụng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) thế giới như là một đại diện cho chi phí của tất cả các nhà xuất khẩu kết hợp cung cấp cho Việt Nam Cuối cùng, một sự gia tăng trong thu nhập và nhu cầu trong nước ngụ ý một gia tăng trong nhu cầu nhập khẩu hàng hoá, tạo điều kiện thuận lợi cho các công ty nước ngoài để tính giá nhập khẩu cao hơn, do đó hệ số α3 và β 3 dự kiến sẽ là dương.9

9

Tuy nhiên, sự gia tăng sản lượng cũng có thể ngụ ý nhu cầu ít hơn đối với hàng hoá nhập khẩu và một sự suy giảm trong giá nhập khẩu Vì vậy, α3 và β 3 cũng có thể âm.

3.4.1 Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu ước lượng độ co giãn của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu ở Việt Nam trong dài hạn bằng cách sử dụng một phương pháp gần đây được phát triển bởi Saikkonen (1992), Stock và Watson (1993), và được sử dụng trong nghiên cứu của Amit Ghosh và Ramkishen S Rajan (2009) Phương pháp DOLS liên quan đến việc làm tăng hồi quy đồng liên kết tĩnh với độ trễ và xu hướng sai phân bậc nhất của các biến hồi quy độc lập có bậc tích hợp I (1) để kết quả số hạng sai số (error term) của phương trình đồng liên kết là trực giao với toàn

bộ quá trình hồi quy biến độc lập ngẫu nhiên Ý tưởng là để loại bỏ sự không hiệu quả của phương pháp bình phương nhỏ nhất trong hồi quy tĩnh bằng cách sử dụng các thông tin có liên quan trong hệ thống để giải thích cho mối tương quan giữa các biến hồi quy độc lập và biến phụ thuộc Bằng những nghiên cứu về mô phỏng Monte Carlo (ví dụ, Carrion-i-Silvestre và Sansó-i-Rosselló, 2004), Stock và Watson (1993) cho thấy đây là một phương pháp đáng tin cậy, đặc biệt là đối với mẫu nhỏ vì nó cho phép hồi quy các biến có mối quan hệ đồng liên kết với nhau Hơn nữa, bằng cách bao gồm các giá trị độ trễ và xu hướng của những thay đổi trong các biến hồi quy độc lập, phương pháp này khắc phục đồng thời những sai lệch tiềm năng và sai lệch do mẫu nhỏ trong các ước lượng hồi quy Một vấn đề phát sinh khi sử dụng phương pháp hồi quy DOLS là làm thế nào để chọn thông số

xu hướng và độ trễ Một phương pháp phổ biến là sử dụng các tiêu chí như Akaike (1973), AIC, hoặc BIC của Schwarz (1978) Điều này cũng đã được đề xuất bởi Saikkonen (1992, trang 10) cho hồi quy DOLS

Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp DOLS để ước lượng tác động cân bằng trong dài hạn của tỷ giá hối đoái đến giá nhập khẩu tổng hợp của Việt Nam dựa trên

mô hình dưới đây:

lnP t M = BX t + α 4i lnER t+i α 5i lnPPI U t+i / lnCPI U t+i

α 6i lnGDP t+i + t (4) lnP t M = CY t + 4i lnNEER t+i + 5i lnCPI W t+i + 6i lnGDP t+i + t (5)

Trong đó, B = [α 0 , α 1 , α 2 , α 3 ], X = [1, lnER, lnPPIU/lnCPIU, lnGDP], C = [ 0 ,

1 , 2 , 3 ], Y = [1, lnNEER, lnCPIW, lnGDP], k là thông số độ trễ (lags) và p là thông số về xu hướng (leads).10

Ngoài ra, bài nghiên cứu còn sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để ước lượng các tác động trong ngắn hạn.11

Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM là một giải pháp năng động đã được phổ biến trong những mô hình nghiên cứu kinh tế vĩ

mô của Granger and Newbold (1977) Một điều quan trọng là mô hình thể hiện mối quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa những chuỗi dữ liệu thời gian có quan hệ đồng liên kết khi chúng chứa đựng những biến cùng cấp độ trong sai phân

Khái niệm quan hệ dài hạn trong mô hình hiệu chỉnh sai số đến khái niệm đồng liên kết trong thống kê đã được khám phá bởi Engle and Granger (1987) Đồng liên kết chỉ cung cấp quan hệ trong dài hạn hoặc là những tính chất của sự cân bằng được giải thích bởi lý thuyết kinh tế Engle and Grange (1987), Lloyd and Rayner (1990) đã kết luận nếu hai hoặc nhiều hơn hai chuỗi dữ liệu thời gian tất cả đều tích hợp bậc 1 hay I (1), và đồng liên kết thì tồn tại một cơ chế điều chỉnh sai số cho các biến trong ngắn hạn và dài hạn Việc ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM được tiến hành theo hai bước sau

Bước 1: kiểm tra đồng liên kết theo phương pháp của Johansen and Juselius (1990)

Kết quả kiểm tra nếu phát hiện có tồn tại ít nhất một vectơ đồng liên kết giữa các biến khảo sát, có nghĩa là tồn tại một quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến có liên quan (long- run relationship) thì tiếp tục thực hiện bước hai Phương trình hồi quy đồng liên kết (thể hiện mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các

11 Đối với những bài nghiên cứu sử dụng thời kỳ mẫu dài hơn thì nên sử dụng một biến giả, nhận giá trị bằng

1 trong giai đoạn 1997Q1 – 1998Q2 nhằm nắm bắt được nắm bắt những tác động của cuộc khủng hoảng tiền

tệ

j b

 là hệ số của ma trận tương đương về kích cỡ

m là số biến độc lập

Bước hai: ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM

Nếu kết luận có đồng liên kết giữa các biến khảo sát hay tồn tại quan hệ dài hạn giữa các biến nghiên cứu, mô hình hiệu chỉnh sai số ECM trong ngắn hạn được ước lượng như sau:

 là thay đổi (sai phân bậc 1) của các biến biến độc lập và lấy độ trễ

c    là các hệ số của những ma trận tương đương về kích cỡ

t

 là phần dư trong phương trình hồi quy

p, k là thông số độ trễ tương ứng, mlà số biến độc lập trong phương trình Điều kiện của mô hình hiệu chỉnh sai số là hệ số phải có dấu (-), điều này cho biết rằng có sự hội tụ của mô hình hướng về trạng thái cân bằng trong dài hạn, đồng thời cũng cho thấy sự điều chỉnh bao nhiêu phần trăm xảy ra trong mỗi giai đoạn

lnP t M = β 0 + 1i lnP M t-i + β 2i lnNEER t-i + β 3i lnCPI W t-i

+ β 4i lnGDP t-i + 5i lnP M t-1 + 6i lnNEER t-1 + 7i ln CPI W t-1 + 8i lnGDP t-1

+ t-1 (7)

Trong đó, ∆ là sai phân bậc nhất, αji và βji (j=1, 4) là hệ số điều chỉnh ngắn hạn, và δ ECT và ECT là số hạng sai số.Thông qua mô hình ECM, độ co giãn dài hạn là các hệ số của các biến giải thích có độ trễ một quý (k=1) chia cho hệ số của biến phụ thuộc cũng có độ trễ một quý (Bardsen (1989)) Như vậy ở phương trình (6), độ co giãn dài hạn đối với tỷ giá, chi phí biên và các yếu tố làm tăng giá (mark – up) tương ứng là – (α6/α5), – (α7/α5), và – (α8/α5) Các tác động ngắn hạn sẽ được

đo lường bởi các hệ số ở những biến sai phân bậc nhất trong mô hình (tương tự cho phương trình (7))

3.4.2 Kiểm định tính dừng của dữ liệu (Unit root test)

Khi sử dụng dữ liệu dưới dạng chuỗi dữ liệu thời gian (time series), việc đầu tiên nên làm là kiểm tra xem những biến được sử dụng trong mô hình nghiên cứu là dừng (stationary) hay không dừng (non-staionary) Hầu hết các chuỗi thời gian trong kinh tế vĩ mô có xu hướng và do đó trong hầu hết những trường hợp là chuỗi không dừng (ví dụ GDP, FDI…) Vấn đề của chuỗi thời gian không dừng hay có xu hướng là hồi quy OLS có thể dẫn đến những kết luận không chính xác Theo Asteriou, trong những trường hợp này kết quả hồi quy có R2cao và có giá trị t cao nhưng các biến được sử dụng trong phân tích không có giá trị giải thích Asteriou nói rõ nhiều chuỗi thời gian kinh tế đặc biệt có tỷ lệ tăng trưởng cơ bản, có thể là hằng số hoặc không, ví dụ GDP, giá, cung tiền có xu hướng tăng trưởng hàng năm Những dữ liệu chuỗi thời gian như vậy là không dừng vì trung bình tiếp tục tăng theo thời gian, tuy nhiên những chuỗi này lại không có đồng liên kết để mà sai phân

của nó có thể dừng theo thời gian Đây là một trong những lý do chính của việc lấy logarit các dữ liệu trước khi tiến hành phân tích Hồi quy giữa hai chuỗi dữ liệu không liên quan (và không dừng) điều mà chúng ta nhận được qua hệ số R2 cao chẳng qua thể hiện xu thế cùng nhau (hoặc trái ngược nhau) của hai chuỗi dữ liệu Mặc dù R2 có thể cao nhưng kết quả có thể không có ý nghĩa kinh tế Bởi vì các ước lượng của OLS có thể không bền vững theo thời gian, và do đó các kiểm định thống

kê được suy ra từ mô hình là không có giá trị

Một dữ liệu chuỗi thời gian được xem là dừng nếu như trung bình và phương sai của nó không thay đổi theo thời gian, và giá trị của hiệp phương sai chỉ phụ thuộc vào khoảng cách hay độ trễ về thời gian giữa hai thời đoạn chứ không phụ thuộc vào thời điểm thực tế mà hiệp phương sai được tính (Ramanathan, 2002) Cụ thể là:

Trung bình: E Y t   const

Phương sai:   2

t Var Y  const Hiệp phương sai: Covar (Y t , Y t-k ) = g k

Tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian là một khái niệm vô cùng quan trọng,

vì thực tế hầu hết tất cả những mô hình thống kê đều được thực hiện dưới giả định

là dữ liệu chuỗi thời gian phải dừng Những kết quả xuất phát từ những phân tích kinh tế khi sử dụng dữ liệu không dừng đều là hồi quy giả mạo (Granger and Newbold, 1977) Dấu hiệu của hồi quy giả mạo (spurious regression) là giá trị của

R2 lớn hơn giá trị thống kê Durbin Watson Nhưng nếu phần dư của mô hình dừng, thì các biến có mối quan hệ cân bằng trong dài hạn và mô hình được chấp nhận Vì vậy xác định tính dừng (xác định bậc tích hợp) cho chuỗi dữ liệu thời gian của mô hình nên được kiểm tra trước tiên

Bài nghiên cứu thực hiện kiểm tra tính dừng và xác định bậc tích hợp cho các biến ở phương trình (2) và (3) bằng cách sử dụng cả kiểm định Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS) và Phillip-Perron (P-P) để tăng thêm tính chính xác đối với kết luận về tính dừng của các chuỗi Phillips và Perron (1988) phát triển một

số kiểm định nghiệm đơn vị đã trở nên phổ biến trong phân tích chuỗi thời gian tài

chính Kiểm định nghiệm đơn vị Phillips-Perron (P-P) khác với kiểm định ADF chủ yếu là trong cách họ giải quyết tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất trong các số hạng sai số Đặc biệt, khi mà kiểm định ADF sử dụng một tham số tự hồi quy để ước lượng cấu trúc ARMA của các sai số,thì kiểm định P-P bỏ qua tương quan chuỗi trong các kiểm định hồi quy Một lợi thế của kiểm định P-P so với kiểm định ADF là kiểm định P-P mạnh mẽ, đáng tin cậy đối với các dạng phương sai không đồng nhất trong số hạng sai số (error term) Một lợi thế khác là người dùng không phải chỉ định một chiều dài độ trễ (lag length) cho các kiểm định hồi quy Nếu giá trị tuyệt đối của giá trị thống kê trong kiểm định P-P lớn hơn giá trị tới hạn ở mức ý nghĩa % thì dữ liệu đang xét có tính dừng Khi ta sử dụng kiểm định ADF và P-P mà có sự khác biệt về tính dừng của dữ liệu thì ta sử dụng bổ sung kiểm định KPSS để có kết luận chính xác

Các kiểm định nghiệm đơn vị ADF và P-P có giả thuyết H0 là một chuỗi thời gian yt là I (1) Mặt khác, kiểm định tính dừng còn dựa trên giả thuyết chuỗi yt là I (0) Kiểm định tính dừng được sử dụng phổ biến nhất là KPSS của Kwiatkowski, Phillips, Schmidt và Shin (1992) Mô hình như vậy đã được đề xuất vào năm 1982 bởi Alok Bhargava trong luận án tiến sĩ của mình, trong đó một số loại kiểm định nghiệm đơn vị cho mẫu hạn chế của John von Neumann hoặc Durbin-Watson đã được phát triển (tham khảo Bhargava, 1986) Sau đó, Denis Kwiatkowski, Peter CB Phillips, Peter Schmidt và Yongcheol Shin (1992) đã đề xuất một loại kiểm định với giả thuyết H0 là chuỗi quan sát có tính dừng xu hướng (dừng xung quanh một xu hướng xác định) Kiểm định này bắt đầu với mô hình:

yt = β’Dt + t + ut

μt = μ t-1 + εt, εt ~ WN (0, ζ2ε) Trong đó, Dt chứa các thành phần xác định (hệ số chặn hoặc hệ số chặn cộng với xu hướng), ut là I (0) và có thể có phương sai không đồng nhất Chú ý rằng μt có

một bước đi ngẫu nhiên là ζ2ε Giả thuyết H0: yt là I (0) (tức yt có tính dừng) được trình bày như sau:

Trong đó, = , là phần dư của ước lượng hồi quy của yt theo Dt

và là ước lượng phương sai dài hạn phù hợp của ut bằng cách sử dụng

Bảng 3.1 Kết quả kiểm định tính dừng (sử dụng kiểm định KPSS)

Việt Nam Giá trị KPSS

của dữ liệu gốc

Giá trị tới hạn 5%

Giá trị KPSS của sai phân bậc nhất

Giá trị tới hạn 5% Null hypothesis: variable is stationary

Bảng 3.2 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (sử dụng kiểm định Phillip-Perron)

Việt Nam Giá trị P-P của

dữ liệu gốc

Giá trị tới hạn 5%

Giá trị P-P của sai phân bậc nhất

Giá trị tới hạn 5% Null hypothesis: variable has a unit root

H0: dữ liệu có nghiệm đơn vị

dừng, điều này được biểu thị như Y t I 1 hay  Y t I 0 Như vậy, bậc tích hợp của mỗi biến trong nghiên cứu được xác định trong phần kiểm tra tính dừng là I (1)

3.4.3 Kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết (Johansen)

Cơ sở vững chắc của mô hình hiệu chỉnh sai số ECM và DOLS dựa trên khái niệm rằng có tồn tại một mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến có liên quan Việc kiểm tra đồng liên kết là để trả lời cho câu hỏi tồn tại hay không mối quan hệ này Phương pháp của Johansen and Juselius (1990) tiếp cận dựa trên giá trị Maximum Likelihood, Maximum Engle và Trace Value để tìm ra số lượng vectơ

đồng liên kết Phương pháp này đã cung cấp lý thuyết cho việc kiểm tra đồng liên kết trong cách tiếp cận với nội dung vectơ tự hồi quy (Vector Autoregressive) Phương pháp Johansen được trình bày như sau:

0 1

0

A là một vectơ (n x 1) hằng số, A jlà một ma trận (n x n) của hệ số

t

x là một vectơ (n x 1) của những biến dừng ở sai phân bậc 1 hay I(1)

k là độ trễ (lags), tlà một vectơ (n x 1) của sai số Gauxơ (Gaussian)

Quá trình tự hồi quy của những vectơ được điều chỉnh lại và chuyển vào mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM)

Để xác định có đồng liên kết hay không, ta so sánh giá trị của kiểm định Trace (Trace value) hoặc giá trị của kiểm định Maximum Eigen (Maximum Eigen value) với giá trị tới hạn (critical value) ở mức ý nghĩa %(1%, 5% hay 10%)

Nếu: (Trace value) hoặc (Maximum Eigen value) < (critical value), ta chấp nhận giả thiết H0 (không có đồng liên kết)

Nếu: (Trace value) hoặc (Maximum Eigen value) > (critical value), ta bác

bỏ giả thiết H0 (tồn tại đồng liên kết)

Chúng ta thực hiện kiểm định đồng liên kết với độ trễ là 4 quý được chọn theo các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ LR, FPE, AIC và HQ để kiểm tra mối liên hệ dài hạn giữa các biến.12

12

Cách lựa chọn độ trễ được trình bày trong phần phụ lục (Bảng 3.3)