Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 1

Tiểu luận Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 2

TÓM TẮT (ABSTRACT)

Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) mục tiêu được đánh giá là chính sách tốt nhất trong nền kinh

tế đô la hóa khi lương và giá cả đều liên quan đến TGHĐ Riêng đối với Croatia, 1 nền kinh tế bị đô la hóa cao, những thực nghiệm điều tra được tiến hành trong nghiên cứu này chỉ ra rằng hiệu ứng truyền dẫn trở nên thấp hơn sau khi đạt được sự ổn định

Nghiên cứu này được thực hiện bằng các phương pháp khác nhau (VAR, đồng liên kết), đã chỉ ra rằng đô la hóa bị giới hạn trong các tài sản tài chính và vì vậy mà TGHĐ mục tiêu nghiêm ngặt có thể không phải là lựa chọn tốt nhất Tuy nhiên những tác động của chính sách là không rõ ràng do tương tác nội tại trong hệ thống truyền dẫn đến cơ chế chính sách

Mục tiêu nghiên cứu: Tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng nhất định đến lạm phát của một nước, đặc biệt là những nền kinh tế nhỏ mở mới nổi Bài nghiên cứu này nhằm mục đích nghiên cứu và phân tích hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá nội địa

 Chính sách này được định nghĩa như “chiến lược tỷ giá hối đoái mục tiêu nghiêm ngặt

 Đặc điể m: có một biên độ tỷ giá rất thấp và được điều tiết bởi ngân hàng trung ương trên thị trường ngoại tệ

- Tuy nhiên những thay đổi gần đây trong khuôn khổ pháp luật và việc gia tăng sử dụng các công cụ thị trường đã đặt ra vấn đề là chính sách này cần phải được điều chỉnh lại

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 3

trong tương lai để sự biến động của tỷ giá hối đoái được rõ ràng hơn và mức biên độ lớn hơn sẽ được nới lỏng phù hợp với những biến động của tỷ giá hối đoái, cụ thể là những thay đổi sau:

 Luật mới của Ngân hàng quốc gia Croatian (CNB), xác định ổn định giá là nguyên tắc cơ bản của chính sách tiền tệ, làm g iảm ảnh hưởng lên tỷ giá hối đoái

 Tự do hoá tài khoản vốn được yêu cầu như một phần của quá trình gia nhập liên minh châu Âu (EU) để thử nghiệm khả năng của CNB để duy trì kiể m soát chặt chẽ về tỷ giá hối đoái

 Sự phát triển của thị trường tài chính cung cấp những công cụ chính sách mới và làm giả m dần vai trò của dự trữ bắt buộc, mở ra những cơ hội mới cho những hoạt động sử dụng thị trường mở bởi CNB

- Sự thay đổi theo hướng này sẽ đạt được hiểu quả tốt hơn nếu hiểu biết về hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát trong nước vậy làm thế nào những thay đổi trong tỷ giá hối đoái được lan truyền đến lạm phát trong nước có 3 cách chủ yếu:

o Biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng trực tiếp đến lạm phát thông qua việc thay đổi giá cả hàng hóa được mua bán thể hiện dưới dạng nội tệ

o Bằng việc thay đổi giá tương đương của những hàng hóa trong và ngoài nước,

tỷ giá cũng ảnh hưởng gián tiếp lạm phát thông qua thay đổi những hoạt động trong nền kinh tế

Trong nền kinh tế nhỏ và mở (nơi chấp nhận giá trên thị trường thế giới) có lẽ mong đợi sự biến động tỷ giá sẽ tác động đến mức giá nội tệ, với mức g iá ở những giai đoạn khác nhau của dây chuyền sản xuất sẽ bị ảnh hưởng khác nhau.Trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, giá nhập khẩu sẽ thay đổi một-một với tỷ giá, tuân theo quy luật một giá Khi yếu tố đầu vào được thêm vào, việc đo lường giá tương ứng nên phản ánh giá trị nhập khẩu vào trong quá trình sản xuất

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 4

Tuy nhiên, ước tính hiệu ứng truyền dẫn này có thể đi chệch khỏi tiêu chuẩn vì một số lý do Chiến lược giá cả trên thị trường nước ngoài có chiều hướng khiến hiệu ứng này vô dụng do:

+ Sự tồn tại của “chi phí thực đơn” kết hợp với điều chỉnh giá sẽ không có sự biến động đáng kể trong tỷ giá hối đoái miễn là nó ổn định và mức đó khá nhỏ

so với một ngưỡng nên không được phản ánh trong thay đổi giá cả 4

+ Những kỳ vọng và các hình thức khác nhau của sự biến động có thể ảnh hưởng lớn đến kết quả cuối cùng

○ Thông qua giá trị của các kênh tài sản mà tỷ giá có thể ảnh hưởng đến lạm phát Hiệu ứng truyền dẫn có xu hướng nhỏ hơn khi lạm phát thấp một vài đặc điểm của nền kinh tế Croatia có thể ảnh hưởng đến độ lớn của hiệu ứng truyền dẫn, trong đó có 2 đặc điểm đáng chú ý:

- Thứ nhất, Croatia ở mức trung bình khi so sánh với các nền kinh tế đang chuyển đổi khác về độ mở

- Thứ 2, Croatia là nền kinh tế bị “đô la hóa” nặng cùng với việc thay thế tài sản, và đo lường giá cả theo tỷ giá hối đoái

1.2 Nỗi lo sợ về chế độ thả nổi tỷ giá và đô la hóa:

- Hầu hết những dấu hiệu phát triển ở các nền kinh tế thị trường mới nổi chứng minh cho những gì Calvo và Reinhart (2000) gọi là "nỗi lo sợ của việc thả nổi":

 Nguyên nhân: tại các nước này đồng ngoại tệ không được bảo vệ, điều này khiến cho hệ thống tài chính dễ bị thương tổn trước những biến động của tỷ giá hối đoái

 Kết quả: các ngân hàng trung ương ở các thị trường này cảm giác không thoải mái với biến động của tỷ giá hối đoái và can thiệp thường xuyên để ổn định tỷ giá Chính sự can thiệp đôi khi quá nhiều đã khiến tỷ giá hối đoái mất đi sự linh hoạt

- Croatia là một ví dụ nổi bật cho nổi lo sợ của việc thả nổi thể hiện ở các chính sách CNB phản ứng đến siêu lạm phát trong chiến tranh ở trước thập niên 90:

 Hạn chế hoàn toàn sự lưu hành của Đồng Mác Đức

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 5

 Sau khi sự ổn định đã đạt được vào năm 1994, chính sách tiền tệ vẫn tập trung vào mục tiêu tỷ giá hối đoái 6 CNB quy định biên độ tỷ giá tương đối thấp và sự can thiệp là khá có hệ thống

 Về điể m này, khi so s ánh Croatia với các nền kinh tế chuyển đổi có những sự điều chỉnh tỷ giá hối đoái tương tự, như Cộng Hòa Séc, Slovakia, Slovenia, Ru mani – tất cả, giống như Croatia là tiến hành “Việc thả nổi có quản lý” (theo sơ đồ phân loại của IMF) - và một chính sách “kiể m soát nhẹ" như Hungary thì nghiên cứu thấy rằng:

o Đồng tiền Croatia, giống như các đồng tiền của Cộng Hòa Séc và Slovakia, đã khá ổn định suốt thời gian qua và thậm chí trong nhóm này việc thay đổi là

tương đối ít hơn (Hình 1) Điều này được xác nhận bởi các biện pháp dễ thay đổi được trình bày trong bảng 1:Trong giai đoạn từ tháng 1/1994 – 7/2001, xác

suất phần trăm thay đổi hàng tháng trong tỷ giá hối đoái Kuna/DM vượt quá biên độ 2,5% là chỉ có 1 khoản 1.1% (tức Croatia hiển thị sự chênh lệch tỷ giá hối đoái ít thay đổi nhất 7), thấp hơn nhiều đối với bất kỳ loại tiền tệ nào khác trong mẫu

o Khi tỷ giá là cố định, những chấn động về nhu cầu tiền và sự kỳ vọng được điều tiết bởi ngân hàng trung ương thông qua việc mua hoặc bán hàng dự trữ ngoại hối Do đó, để phản ứng trước các chấn động, tính hay thay đổi của dự trữ ngoại hối và các cơ sở tiền tệ sẽ có tác động nghịch biến (những tương tác nội tại trong chính sách tỷ giá thả nổi có điều chỉnh) đến sự linh hoạt của TGHĐ Bảng 1 chỉ ra rằng dự trữ ngoại hối và các cơ sở tiền tệ là dễ thay đổi nhất trong nhóm bảng các loại tiền tệ

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 6

đối cao đến Cộng Hòa Séc và Slovakia, mặc dù một tỷ giá ổn định và một chính sách tiền tệ thắt chặt đã làm cho lạm pháp thấp ở Croatia

Bảng 1: Tính dễ thay đổi của các chỉ số được chọn trong một s ố tỷ giá hối đoái “thả nổi được quản lý”, 1994-2001

Xác suất mà tỷ lệ phần trăm hàng tháng thay đổi trong mức +/- 2,5%

Tỷ giá 1/ tỷ giá thực

sự hiệu quả 1/

trữ 2/

Cơ sở tiền tệ 3/

2/ Cuối giai đoạn, T1/1994 – Tháng 7/2001

3/ Cuối giai đoạn, T1/1994 – Tháng 7/2001; Hungary: T1/2000- T5/2001

4/ Annualized tỷ lệ hàng tháng thay đổi trong giá tiêu dùng, T1/1994 – Tháng 7/2001

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 7

HÌNH 1: TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI DM Ở NHỮNG NƯỚC ĐƯỢC CHỌN LỰA,

1994-2001

(số trung bình hàng tháng)

- Tình trạng đô la hóa: Những gì thúc đẩy nổi sợ về tỷ giả thả nổi? Do nền kinh tế bị đô

la hóa, tình trạng này là đang mở rộng tại Croatia:

 Tiền gửi ngoại tệ đại diện cho hơn 60% số lượng tiền tệ, chiếm tỷ lệ phần trăm lớn hơn đối với các mẫu còn lại (hình 2)

 Nguồn gốc của hiện tượng này là do đất nước bị chiến tranh vào những năm đầu thế kỷ 19, sự bất ổn bao quát trong nền kinh tế và s iêu lạm phát nên người dân không tin tưởng vào đồng nội tệ nên đã chuyển sang nắm giữ đồng ngoại tệ và ngoại tệ cũng được sử dụng chính trong thanh toán nên xảy ra tình trạng đô la

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 8

Ngay cả sau khi sự ổn định trong vĩ mô đạt được trong năm 1994, đô la hóa tiếp tục kéo dài đến 1998, và không có dấu hiệu giảm kể từ đó

Hình 2: Đô la hóa ở một số nước được khảo sát, 1994-2001

(Tỷ lệ phần trăm tiền gửi ngoại tệ trong nước/ tổng số lượng tiền tệ)

Nguồn: IMF

(Ghi chú: dữ liệu là vào cuối tháng 12 trong khoảng thời gian 1994 -2000, cuối tháng 5 trong năm 2001)

 Dưới những hoàn cảnh đó, mọi chính sách tiền tệ độc lập là phải đối mặt với

những rủi ro nghiêm trọng về sự bất ổn trong tài chính và hiệu quả của nó trong

việc điều khiển lạm phát là bị nhiều giới hạn:

o Sự thay đổi bất ngờ trong tỷ giá có thể gây ra thiệt hại trong bảng cân đối của công ty và cá nhân, gây ra sự gia tăng nợ xấu và vì thế đe dọa sự ổn định của

hệ thống ngân hàng

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 9

o Ngoài ra, tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt có thể bị yếu nếu hiệu quả của việc tăng giá tỷ giá hối đoái làm tăng những khoản nợ ngoại tệ của cư dân

o Trong trường hợp cực đoan của “tình trạng đô la hóa thực”, khi giá và lương được tính bằng đồng ngoại tệ, chính sách tiền tệ trở nên hoàn toàn không tác động và chỉ có thể dùng chiến lược là nhắm vào tỷ giá hối đoái (Ize and Levy Yeyati,2001)

 Ngày nay đô la hóa ở Croatia chủ yếu là được thúc đẩy bởi tài sản thay thế, như là

cư dân duy trì một tỷ lệ tiết kiệ m của họ bằng đồng ngoại tệ và ngân hàng cung cấp khoản vay cũng bằng ngoại tệ hoặc có liên quan đến đồng ngoại tệ Tình cờ quan sát cho thấy rằng nhiều giá, chủ yếu là bất động sản và hàng tiêu dùng lâu bền chủ yếu đều liên quan đến tỷ giá Điều này sẽ lý giải cho hệ số truyền dẫn lớn

Các nội dung chính của bài nghiên cứu:

- Tổng quan các nghiên cứu trước đây

- Phương pháp nghiên cứu

- Nội dung và các kết quả nghiên cứu

- Kết luận

2 CƠ SỞ LÝ LUẬN (LITERATURE)

Mối quan hệ giữ tỷ giá hối đoái và các mức giá cả đã nhận được nhiều sự quan tâm của mọi người kể từ khi hệ thống Bretton Wood sụp đổ Tuy nhiên có rất ít các nghiên cứu hoàn chỉnh phân tích về hiệu ứng truyền dẫn, ảnh hưởng của việc biến động của tỷ giá hối đoái đến việc đo lường giá cả hàng hóa nội địa khác cũng như chuỗi sản xuất (giá hàng hóa XNK, lạ m phát tiêu dùng) Đa số là các nghiên cứu chú trọng theo từng mảng phân khúc như hiệu ứng trung chuyển trong giá XNK, hoặc đồng bộ hóa việc đo lường các mức giá khác nhau

Golberg và Knetter (1997) nghiên cứu về hiệu ứng truyền dẫn đến giá nhập khẩu và

câu hỏi được đặt ra là tại sao hiệu ứng truyền là không hoàn toàn

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 10

Dornbusch (1987) và Krugman (1987) tìm ra nguyên nhân của cơ chế truyền dẫn

không hoàn toàn (nhỏ hơn tỷ lệ 1:1) là do sự cạnh tranh không hoàn hảo hoặc định giá theo thị trường (pricing to market) Các nhà sản xuất nước ngoài có thể điều chỉnh giá cả của họ để duy trì thị phần ổn định trong nền kinh tế nội địa chiến lược này có thể làm cho mức truyền dẫn bằng 0

Gosh và Wolf (2001) nhận định rằng hiệu ứng truyền dẫn không hoàn hảo trong ngắn

hạn là do sự gia tăng chi phí thực đơn (menu cost)

Goldfajn và Werlang (2000) chỉ ra các yếu tố quyết định mức độ truyền dẫn là trạng

thái tuần hoàn của nền kinh tế, sự đánh giá quá cao hoặc quá thấp lúc đầu, mức độ lạm phát ban đầu và độ mở của nền kinh tế họ cũng phát hiện ra rằng hiệu ứng truyền dẫn đạt đỉnh điểm sau 12 tháng

McCarthy (2000) phân tích mô hình tự hồi quy VAR đứng yên (kết hợp chuỗi phân

phối giá đệ quy) về sự ảnh hưởng của những biến động tỷ giá và giá cả hàng hóa nhập khẩu đến giá cả của nhà sản xuất và giá tiêu dùng Ông chọn mẫu 9 quốc gia phát triển,

và nhận thấy rằng tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng giới hạn và không đáng kể đến giá tiêu dùng trong khi giá nhập khẩu có ảnh hưởng mạnh mẽ hơn

Clark (1999) kiểm định sự phản ứng của giá cả tại các giai đoạn khác nhau của quá

trình sản xuất trong các bối cảnh khác nhau, cụ thể là phản ứng với các diễn biến bất ngờ của chính sách tiền tệ nội địa

Ross (1998) đánh giá về Slovenia, sử dụng phương pháp đệ quy nền kinh tế

Kuijs (2001) phân tích sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ ở Slovakia sử dụng mô

hình VAR đồng liên kết cấu trúc

Theo quan điểm kỹ thuật, các phân tích thực tế phải đối mặt với vấn đề là hầu hết các chuỗi thời gian được phân tích mà không có tính dừng Các ước lượng OLS không có giá trị tạo ra vấn đề của “hồi quy sai” Bằng việc lựa chọn các biến có sai phân bậc nhất sẽ

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 11

giúp tránh được sai lầm đó Dưới đây là một số nghiên cứu sử dụng kỹ thuật đồng liên kết

để lý giải cho việc không có tính dừng và quan hệ nhân quả tại cùng giai đoạn:

Kim (1998) trình bày những bằng chứng của Mỹ về vấn đề mối quan hệ nhân quả của

tỷ giá hối đoái với giá cả trong mô hình hồi quy VAR đồng liên kết ông nhận thấy rằng

hệ số truyền dẫn trong dài hạn là 0.24 nhưng không chỉ rõ vấn đề như thế nào trong ngắn hạn

Murgasova (1996) sử dụng phương pháp Johansen Maximu m Like lihood (ML) để

phân tích ảnh hưởng của việc đồng peseta giảm giá trong suốt cuộc khủng hoảng tiền tệ giai đoạn 1992-1993 bà nhân thấy rằng hiệu ứng truyền dẫn có tỷ lệ 1-1 lên giá nhập khẩu nhưng chỉ 10% đến giá tiêu dùng Hiệu ứng truyền dẫn thấp là do vị trí tuần hoàn bù đắp của nền kinh tế

Dellmo (1996) tập trung vào mối quan hệ việc đo lường mức giá ở Thụy Điển trong 1

“I (1)fra mework” , tính đến những nhân tố mà có thể giới hạn sự tương tự nhau được mong đợi, giống như sự khác nhau giữa lợi nhuận biên và năng suất Juselius (1999) phân tích s ự hội tụ của mức giá trong một I(2) fra me work đầy đủ

3 PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU(METHODOLOGY AND DATA)

3.1 Phương pháp nghiên cứu: sử dụng 2 phương pháp nghiên cứu

Nghiên cứu trong ngắn hạn sử dụng mô hình hồi quy VAR tiêu chuẩn (sai phân bậc

nhất) được ước lượng, mô hình cơ bản của chuỗi phân phối chuyển thành cấu trúc đệ quy của ma trận phương sai- hiệp phương sai Điều này sẽ giúp chúng ta nhận biết được những thay đổi dột ngột từ việc biến đổi tỷ giá hối đoái và ảnh hưởng của nó lên lạm phát

ở Croatia Cấu trúc này là phiên bản đơn giản hóa phiên bản của McCarthy (2000), người

đã lựa chọn mô hình chuỗi sản xuất- mô hình được tạo bởi Blanchard (1983) và Christino

et al (1997) Giả m thiểu sự phức tạp (số lượng biến) phần lớn là do thiếu dữ liệu cho Croatia Một hạn chế lớn của lần nghiên cứu này là mối quan hệ nhân quả được giả định

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 12

của tỷ giá hối đoái với giá cả Gỉa định cho rằng giá cả không biến động trong ngắn hạn,

vì lý thuyết ngang giá sức mua giữ lại, tỷ giá hối đoái được kỳ vọng để biến động Điều này hàm ý rằng quan hệ nhân quả cũng có thể diễn ra theo cách khác Các phân tích được dựa trên những quan sát hàng tháng Một điểm yếu khác của cách tiếp cận này là tiêu chuẩn đánh giá để ước lượng hệ thống VAR khác nhau đã đề cập ở trên, cụ thể là việc

không thể thỏa mãn giả thuyết cân xứng thông tin và kết quả là thiếu ý nghĩa thống kê

Trong dài han, để đánh giá chi tiết hơn về những giới hạn đã đề cập ở trên, mối quan

hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và mức giá sẽ được xe m xét theo cách tiếp cận đồng liên kết Các kết quả từ phương pháp này phải được xử lý cẩn thận bởi vì khoảng thời gian quan s át khá giới hạn (khoảng 6 tháng) và các quan sát hàng tháng chịu s ự tác động của một tỷ lệ “nhiễu tín hiệu” cao

3.2 Dữ liệu

Dữ liệu của bài nghiên cứu là chuỗi thời gian hàng tháng được lấy từ nguồn dữ liệu của IMF hoặc được cung cấp bởi CNB (ngân hàng trung ương Croatia) Mặc dù các quan sát thường bắt đầu từ tháng 1/1992 nhưng mẫu quan sát được giới hạn bắt đầu từ tháng 1/1994 do sự ổn định chỉ đạt được vào cuối năm 1993 Các quan s át cho M4 bắt đầu từ tháng 6/1994 Thời kỳ ước lượng bị giới hạn do bởi các chỉ số giá nguyên liệu thô có sẵn kết thúc vào cuối tháng 1/2001 Trong mục này đầu tiên chúng ta sẽ làm nổi bật các lập luận ước lượng cố định liên quan đến tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào lạm phát ở Croatia Sau đó, chúng ta sẽ chuyển sang những vấn đề của tính dừng hầu hết các chuỗi thời gian cơ bản được sử dụng là không dừng (ở các mức ý nghĩa khác nhau) Cuối cùng các vấn đề của quan hệ nhân quả sẽ được thảo luận

3.2.1 Mô tả dữ liệu:

Trong biểu đồ số 3 và A1 chúng tôi đưa ra những minh chứng đầu tiên về giả định đệ quy của chúng tôi Biểu đồ số 1 trình bày chuỗi thời gian (dưới dạng logarit) về tỷ giá hối đoái trung bình của đồng HKR/DEM và ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái danh nghĩa

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 13

(NEER- được tính toán bởi IMF), cùng với chuỗi 2 giá trị, chỉ số giá sản xuất

(MPI-manufacturing price index) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất cả được điều chỉnh về ý nghĩa

và phạm vi Việc xe m xét bằng mắt thường chỉ ra rằng RIP hầu như không bị ảnh hưởng

bởi sự thay đổi tỷ giá, thực tế, chỉ số này dường như có khuynh hướng ổn định Chỉ số giá

sản xuất, chỉ số phản ánh công nghiệp có biểu hiện trái ngược hoàn toàn, có xu hướng

theo s au tỷ giá, mặc dù rất ít Sự gia tăng đáng kể trong tỷ giá hôi đoái suốt nửa cuối năm

1995 được phản ánh rõ ràng trong chỉ số giá sản xuất 1 năm sau đó Sự giảm giá kéo dài

của đồng Kuna bắt đầu từ đầu năm 1998 dẫn đến sự gia tăng trong mứ giá, rõ nét nhất là

trong khoảng 12-15 tháng sau Đánh giá bước đầu này được xác định bởi biểu đồ A1, thể

hiện mối tương quan chéo giữa sự thay đổi trong tỷ giá và những thay đổi tiếp theo sau

trong các chỉ số giá đã trình bày

Biểu đồ A1: sự tương quan chéo giữa sự thay đổi trong tỷ giá với chỉ số giá bán lẻ và

chỏ số giá sản xuất

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 14

Biểu đồ A1 chỉ ra rằng có s ự tương quan giữa sự thay đổi trong tỷ giá và sự thay đổi trong MPI là cùng chiều từ tháng thứ 9 đến tháng thứ 26 với đỉnh điể m là khoảng giữa tháng 13 và 16, sau xấp xỉ 1 năm Đỉnh của hệ số tương quan không cao (0.22) và có

ý nghĩa không đáng kể Điều này có thể là do trong thực tế MPI chứa đựng những khoản mục ít bị tác động của tỷ giá Ở Croatia không xảy ra tình trạng giảm giá đột ngột do đó mức giá thay đổi theo khuyng hướng của tỷ giá là khó khăn hơn Phương pháp tương quan chéo dành cho RPI được trình bày trong biểu số 3: giá bán lẻ hầu như không bị ảnh hưởng bởi xu hướng của tỷ giá hối đoái,hệ số tương quan thay đổi, và không cao hơn 0.1

Biểu số 3: tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá

3.2.2 Quan hệ nhân quả Gr anger (Granger Causality)

Trong phần này, kiể m định nhân quả Granger từng đôi dựa trên độ trễ của chuỗi thời gian đơn (kiểm định chuẩn F) được cung cấp Mối quan hệ nhân quả đầu tiên được phân

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 15

tích (xe m bảng B1 phần phụ lục) cho thấy 4 thực tế: đầu tiên, không có quan hệ nhân quả granger trong việc thay đổi trong cung tiền (DM4) đến khoảng sự chênh lệch sản lượng bị

từ chối ở hầu hết các độ trễ Điều này có thể được giải thích như một sự tranh cãi về khía cạnh nhu cầu truyền thống, sự tăng trưởng tiền mạnh mẽ gia tăng cán cân thực và gây ra cầu vượt cung Thứ 2, sự gia tăng trong chỉ số giá bán lẻ (DRIP) giúp giải thích sự chênh lệch sản lượng Thứ 3, có thể gây nhiều ngạc nhiên hơn, giả thuyết sự chênh lệch sản lượngkhông gây ra quan hệ Granger đến chỉ số giá nguyên liệu thô (được tính toán bởi HWWA ) bị loại bỏ một cách mạnh mẽ Chúng tôi không đề xuất bất kỳ sự giải thích nào cho cho hiện tượng thống kê lạ này và giải thích nó như một sự sai sót Và cuối cùng, chỉ

số nguyên liệu thô giống nhau có vẻ tác động điều khiển chỉ số giá sản xuất Kết quả này phù hợp với mẫu chuỗi phân phối đã được chọn như lý do cơ bản cho cấu trúc đệ quy của mẫu quan sát thực tế: đề xuất được đưa ra (DHWWA HPOGAP DKDA V DMPI DRPI DM4) không đo lường các sự đối nghịch mạnh mẽ trong thực tế Ở mức 1 độ trễ, chỉ duy nhất giả thuyết DKDAV ảnh hưởng DM4 bị từ chối ở mức 5% Thử nghiệm với đề xuất khác (nhóm DM4 trước hoặc sau HPOGAP)không thay đổi kết quả nhiều Chú ý rằng sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái dẫn dắt lạm phát trong chỉ số giá sản xuất MPI chỉ ở mức 3 độ trễ và chỉ số giá bán lẻ hoàn toàn không bị tác động

3.2.3 Tính dừng (Stationarity):

Trong phần này, yêu cầu về sự liên kết (tích phân) của dữ liệu được làm rõ Để ước tính mô hình VAR không giới hạn (the unrestricted VAR) (có nghĩa là không có sự chặt chẽ đồng liên kết dài hạn)), chuỗi thời gian được giả định là có tính dừng Bảng B2 (trong phần phụ lục) trình bày các đặc tính Hai kiểm định tiêu chuẩn của phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) được áp dụng, tranh luận bởi Dickey-Fuller (ADF), và Phillips -Perron (PP) Những kiể m định này được thực hiện bắt đầu từ tháng 1 năm 1994 (trừ cung tiền M4, chỉ có từ tháng 6 năm 1994) đến tháng 5 năm 2001(nếu có) Đối với

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 16

loại kiể m đ ịnh này, giả thuyết vô hiệu (the null hypothesis)1 của nghiệm đơn vị đơn vị (unit root - UR) được kiể m định dựa trên s ự loại trừ tính dừng Về nguyên tắc tất cả các biến được quan tâm là không mang tính dừng ở các mức ý nghĩa và nhưng mang tính dừng ở sai phân bậc nhất Hai trường hợp ngoại lệ là chỉ số RPI và sản lượng công nghiệp (IP) / chênh lệch sản lượng Một bất ngờ nhỏ đó là một chuỗi dữ liệu mức giá chung theo thời gian có thể được xe m là mang tính dừng dừng, hầu hết các bằng chứng thực nghiệm từ các nước khác nhau chỉ ra trình tự cao hơn của sự kết hợp, bao gồm tính không dừng tiềm ẩn của tỷ lệ lạm phát, đó là sai phân bậc nhất Các hình ảnh ấn tượng ban đầu của tính dừng xu hướng được xác nhận bởi thực tế rằng, nếu kiểm định nghiệm đơn vị không bao gồm một xu hướng thời gian, tính dừng bị bác bỏ Chuỗi dự liệu IP tự

nó không biểu hiện hành vi xu hướng mạnh mẽ, và độ chênh lệch sản lượng cũng vậy,

4 NỘI DUNG NGHIÊN CỨU VÀ KẾT QUẢ (RES ULT)

4.1 Mô hình hồi quy VAR

Theo McCarthy (2000), chúng tôi giả định trật tự đệ quy, theo đó những cú sốc trong cung quốc tế (xấp xỉ bằng chỉ số giá cả hàng hóa HWWA) và những cú sốc trong cầu (như là thước đo của chênh lệch sản lượng) là ngoại sinh đối với những cú sốc của tỷ giá

1 Giả t huyết vô hiệu (the null hypothesis) hay còn gọi là giả thuyết không, thường ký hiệu là Ho, tức là

một giả thuyết ngược lại với nh ững gì mà nhà nghiên cứu tin là sự thật

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 17

hối đoái trong giai đoạn t Chúng được xác định trong từng giai đoạn bằng những dự báo của giai đoạn trước đó và sai số:

Trong đó: là lạ m phát trong giá cả hàng hóa thế giới

đo lường chênh lệch sản lượng đầu ra

thay đổi trong tỷ giá hối đoái

là những cú sốc tương ứng xảy ra ở từng giai đoạn

Cú sốc tỷ giá hối đoái này hiện diện trong dữ liệu lạm phát nội địa, đầu tiên ở cấp

độ của nhà sản xuất, và sau đó ở cấp độ bán lẻ

Sự khác biệt chính đối với những vấn đề đặt ra nói trên là chúng tôi không bao gồm thước đo giá nhập khẩu do thiếu dữ liệu, và không mô tả rõ hành vi của ngân hàng trung ương Crô-a-ti-a là một nền kinh tế mở nhỏ mà không có sức mạnh đáng kể trên thị trường thế giới, chúng tôi kỳ vọng rằng hiệu ứng truyền dẫn trên giá nhập khẩu sẽ hoàn toàn trong thời gian ngắn hơn McCarthy bổ sung thêm hai biến, cụ thể là lãi suất và tăng trưởng tồn lượng tiền (money stock growth), để phản ánh hành vi cầu tiền Trong bài

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 18

nghiên cứu này, hai biến s ố trên không được đưa vào, vì Crotia không có một thị trường tiền tệ đầy đủ chức năng, lãi suất sẽ không phản ánh được hành vi của loại thị trường Các biến s au này được tính theo cách không chuẩn xác, bởi vì cấu trúc đặc thù của cung tiền tệ Croatia, bởi trình trạng đô la hóa đối với đồng mark Đức - DEM cao Do đó, tồn lượng tiền (money stock) được định nghĩa là M4 phản ánh hành vi của ngân hàng trung ương (MO/M1) cũng như quyết định khu vực tư nhân, cả hai đều được giả định để thích ứng với các biến nêu trên:

Bắt đầu từ mô hình VAR cấu trúc (Structural VAR - SVAR) được trình bày bởi một tập hợp các phương trình tuyến tính động dưới dạng:

là vecto đa chiều (số chiều p = 6) chứa các biến được quan tâm

mô tả quan hệ đồng biến giữa các biến

A (L) ma trận đa thức hữu hạn trong hàm độ trễ L (lag operation)

là vector (có thể giải thích được) của phá vỡ cấu trúc, lấy từ phương trình mô tả hệ thống (xe m ở trên) với ma trận hiệp phương sai

Các phần tử trên đường chéo chính khác 0 của B sẽ cho phép những cú sốc tác động đến nhiều hơn một biến Như chúng ta biết, mô hình cấu trúc không được quan sát Dưới những điều kiện nhẹ (mild conditions) (Nghịch đảo ), chúng ta có thể trình bày quá trình tự hồi quy mang tính dừng p-chiều (the p-dimensional stationary autoregressive process ) theo cách sau đây :