Tiểu luận tài chính quốc tế: Sự truyền dẫn của tỷ giá và Chính sách tiền tệ ở Croatia

Exchange Rate Pass Through and Monetary Policy in Croatia Andreas Billmeier and Leo Bonato Sự truyền dẫn của tỷ giá và Chính sách tiền tệ ở Croatia I. MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU CỦA TÁC GIẢ Andreas Billmeier và Leo Bonato: Croatia có nền kinh tế dollar hóa tuy nhiên mục tiêu tỷ giá hối đoái không là chính sách được lựa chọn tốt nhất. Thông qua các phương pháp luận khác nhau như VAR, cointegration cho thấy rằng dollar hóa bị giới hạn và mục tiêu tỷ giá hối đoái có thể không nhất thiết là chính sách được lựa chọn tốt nhất. Chính sách tiền tệ của Croatia, mục tiêu tỷ giá hối đoái nghiêm ngặt, thành công trong việc giảm lạm phát bằng cách sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa. Tuy nhiên, tiến trình hội nhập EU đòi hỏi nước này phải thay đổi chính sách tiền tệ bằng cách nới lỏng kiểm soát tỷ giá hối đoái. Vì vậy, có thể mong đợi chính sách thả nổi tỷ giá tại Croatia. Mục tiêu nghiên cứu của tác giả: bài viết này xem xét mức độ tác động của tỷ giá hối đối lên nền kinh tế ở Croatia: • Kiểm định mối quan hệ giữa ERPT và chỉ số giá sản xuất MPI. • Kiểm định mối quan hệ giữa ERPT và chỉ số giá bán lẻ RPI. • Dollar hóa và sự truyền dẫn là lý do làm biến động tỷ giá hối đoái? Từ đó đưa ra kiến nghị Croatia nên áp dụng chính sách tỷ giá thả nổi hay tỷ giá nghiêm ngặt như hiện nay. II. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 1. Phạm vi nghiên cứu: Bài nghiên cứu sử dụng số liệu tại Croatia từ năm 1994 đến 2001. 2. Phương pháp nghiên cứu: Bài nghiên cứu sử dụng 2 mô hình: • Mô hình hồi quy VAR với 6 biến được sắp xếp theo một trật tự cố định: {DHWWAHPOGAPDKDAVDMPIDRPIDM4} Trong đó: Xt: là ma trận chứa các biến quan tâm như lạm phát, độ chênh sản lượng, biến động tỷ giá... A0: mô tả mối quan hệ tồn tại giữa các biến. A(L): ma trận trật tự của 6 biến trên et: là phần đuôi của VAR với B là ma trận chứa các yếu tố gây sốc ảnh hưởng đến các biến khác; là các nhiễu. Theo mô hình của McCarthy (2000) tác giả đưa ra một trật tự đệ quy với biến đầu tiên là cú sốc về phía cung DHWWA của chỉ số hàng hóa thế giới và cú sốc về phía cầu HPOGAP đo lường độ chênh của sản lượng đầu ra là các biến ngoại sinh gây ra cú sốc về tỷ giá DKDAV trong khoảng thời gian t. Cú sốc về tỷ giá này sẽ gây ra lạm phát trong nước đầu tiên là chỉ số giá nguyên sản xuất DMPI và kế tiếp là chỉ số giá bán lẻ DRPI. Sau cùng là cung tiền DM4 của ngân hàng trung ương Croatia. Trong mô hình này tác giả đã không đưa biến số giá nhập khẩu vào do thiếu dữ liệu thống kê. • Mô hình VAR hiệu chỉnh sai số vecto (VECM): Tác giả đã sử dụng mô hình VAR hiệu chỉnh sai số vecto cho chuỗi thời gian không dừng với 3 biến số là tỷ giá DKDAV, chỉ số giá sản xuất DMPI và chỉ số giá bán lẻ DRPI 3. Nguồn dữ liệu: Chuỗi thời gian hàng tháng chủ yếu lấy từ cơ sở dữ liệu IFS của IMF hoặc được cung cấp bởi CNB . Mặc dù những việc quan sát nhìn chung bắt đầu vào tháng 11992, mẫu bị hạn chế bắt đầu tháng 11994, cho rằng việc ổn định chỉ đạt được vào cuối năm 1993. Các quan sát đối với M4 bắt đầu vào tháng 6 năm 1994. Thời gian ước lượng bị giới hạn bới tính sẳn có của chỉ số giá nguyên liệu thô, mà nó kết thúc vào tháng 12001. Trong phần này trước tiên chúng ta sẽ làm nổi bật lên những yếu tố liên quan đến sự trung chuyển tỷ giá ở Croatia. Sau đó chúng ta chuyển sang những vấn đề có tính chất ổn định. Hầu hết những chuỗi thời gian cơ bản được dùng dường như là không ổn định. 4. Mô tả dữ liệu: Trong hình 3 và A1, chúng tôi trình bài bằng chứng sơ bộ giả định đệ quy của chúng tôi. Trong hình 1 hiển thị chuỗi thời gian (bằng cấp log) đối với tỷ gía hối đối trung bình hàng tháng giữa đồng Croatia với Mác Đức(HRKDEM) và tỷ giá hiệu quả danh nghĩa (NEER được tính toán bởi IMF), cùng với 2 loại giá chỉ số giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất cả đều được điều chỉnh theo loại và ở dạng trung bình . Viêc kiểm tra bằng mắt cho chúng ta thấy rằng RPI hầu như khó đáp ứng lại sự biến động trong tỷ giá. Trong thực tế hàng loạt hình như theo hướng ổn định. Chỉ số MPI phản ánh lĩnh vực công nghiệp và do đó phản ứng ngược dòng dường như theo tỷ giá hối đoái, mặc dù rất chậm. Sự gia tăng đáng kể trong tỷ giá trong suốt thời gian 6 tháng cuối năm 1995 dường như được phản ánh bằng giá sản xuất khoảng một năm sau đó. Sự giảm giá liên tục của tiền Kuna đã bắt đầu vào đầu năm 1998 dẫn đến một sự gia tăng mức giá. Một lần nữa khoảng 12 đến 15 tháng sau đó. Đánh giá sơ bộ này được xác nhận bởi hình A1 trong phụ lục, mà ở đó đã trình bài sự tương quan chéo giữa việc thay đổi trong tỷ giá và những thay đổi tiếp theo trong chỉ số giá.

Exchange Rate Pass- Through and Monetary Policy in Croatia

Andreas Billmeier and Leo Bonato

Sự truyền dẫn của tỷ giá và Chính sách tiền tệ ở Croatia

Croatia có nền kinh tế dollar hóa tuy nhiên mục tiêu tỷ giá hối đoái không là chính sách đượclựa chọn tốt nhất Thông qua các phương pháp luận khác nhau như VAR, cointegration chothấy rằng dollar hóa bị giới hạn và mục tiêu tỷ giá hối đoái có thể không nhất thiết là chínhsách được lựa chọn tốt nhất

Chính sách tiền tệ của Croatia, mục tiêu tỷ giá hối đoái nghiêm ngặt, thành công trong việcgiảm lạm phát bằng cách sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa Tuy nhiên, tiến trình hội nhập EUđòi hỏi nước này phải thay đổi chính sách tiền tệ bằng cách nới lỏng kiểm soát tỷ giá hối đoái

Vì vậy, có thể mong đợi chính sách thả nổi tỷ giá tại Croatia

Mục tiêu nghiên cứu của tác giả: bài viết này xem xét mức độ tác động của tỷ giá hối đối lên

nền kinh tế ở Croatia:

nghị Croatia nên áp dụng chính sách tỷ giá thả nổi hay tỷ giá nghiêm ngặt như hiện nay

1 Phạm vi nghiên cứu:

Bài nghiên cứu sử dụng số liệu tại Croatia từ năm 1994 đến 2001

2 Phương pháp nghiên cứu:

Bài nghiên cứu sử dụng 2 mô hình:

{DHWWAHPOGAPDKDAVDMPIDRPIDM4}

Trong đó:

A(L): ma trận trật tự của 6 biến trên

các biến khác; là các nhiễu

Theo mô hình của McCarthy (2000) tác giả đưa ra một trật tự đệ quy với biến đầu tiên là cúsốc về phía cung DHWWA của chỉ số hàng hóa thế giới và cú sốc về phía cầu HPOGAP đolường độ chênh của sản lượng đầu ra là các biến ngoại sinh gây ra cú sốc về tỷ giá DKDAVtrong khoảng thời gian t Cú sốc về tỷ giá này sẽ gây ra lạm phát trong nước đầu tiên là chỉ sốgiá nguyên sản xuất DMPI và kế tiếp là chỉ số giá bán lẻ DRPI Sau cùng là cung tiền DM4của ngân hàng trung ương Croatia Trong mô hình này tác giả đã không đưa biến số giá nhậpkhẩu vào do thiếu dữ liệu thống kê

Tác giả đã sử dụng mô hình VAR hiệu chỉnh sai số vecto cho chuỗi thời gian không dừng với

3 biến số là tỷ giá DKDAV, chỉ số giá sản xuất DMPI và chỉ số giá bán lẻ DRPI

3 Nguồn dữ liệu:

Chuỗi thời gian hàng tháng chủ yếu lấy từ cơ sở dữ liệu IFS của IMF hoặc được cung cấp bởi

đầu tháng 1-1994, cho rằng việc ổn định chỉ đạt được vào cuối năm 1993 Các quan sát đối vớiM4 bắt đầu vào tháng 6 năm 1994 Thời gian ước lượng bị giới hạn bới tính sẳn có của chỉ sốgiá nguyên liệu thô, mà nó kết thúc vào tháng 1-2001 Trong phần này trước tiên chúng ta sẽlàm nổi bật lên những yếu tố liên quan đến sự trung chuyển tỷ giá ở Croatia Sau đó chúng tachuyển sang những vấn đề có tính chất ổn định Hầu hết những chuỗi thời gian cơ bản đượcdùng dường như là không ổn định

4 Mô tả dữ liệu:

1

Đối với một mô tả của các nguồn dữ liệu, xem phần C trong phụ lục.

Trong hình 3 và A1, chúng tôi trình bài bằng chứng sơ bộ giả định đệ quy của chúngtôi Trong hình 1 hiển thị chuỗi thời gian (bằng cấp log) đối với tỷ gía hối đối trung bình hàngtháng giữa đồng Croatia với Mác Đức(HRK/DEM) và tỷ giá hiệu quả danh nghĩa (NEER đượctính toán bởi IMF), cùng với 2 loại giá chỉ số giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất

thấy rằng RPI hầu như khó đáp ứng lại sự biến động trong tỷ giá Trong thực tế hàng loạt hìnhnhư theo hướng ổn định Chỉ số MPI phản ánh lĩnh vực công nghiệp và do đó phản ứng ngượcdòng dường như theo tỷ giá hối đoái, mặc dù rất chậm Sự gia tăng đáng kể trong tỷ giá trongsuốt thời gian 6 tháng cuối năm 1995 dường như được phản ánh bằng giá sản xuất khoảng mộtnăm sau đó Sự giảm giá liên tục của tiền Kuna đã bắt đầu vào đầu năm 1998 dẫn đến một sựgia tăng mức giá Một lần nữa khoảng 12 đến 15 tháng sau đó Đánh giá sơ bộ này được xácnhận bởi hình A1 trong phụ lục, mà ở đó đã trình bài sự tương quan chéo giữa việc thay đổitrong tỷ giá và những thay đổi tiếp theo trong chỉ số giá

Hình A1 cho thấy rằng mối tương quan giữa sự thay đổi trong tỷ giá và sự thay đổi trong MPI(bảng thấp hơn) là tích cực từ tháng thứ 9 cho đến tháng thứ 26 (bị giảm) với đỉnh điểm giữatháng 13 và 16, tức là khoảng một năm Hệ số tương quan cao điểm không thực sự cao (0.22),

khoản mục hơn vào việc thay đổi giá hơn là cái khác,nhiều hơn chỉ số giá ngược dòng ỞCroatia không có sự giảm giá bất ngờ xảy ra, do đó ghi sự thay đổi giá đối với sự biến động giá

cụ thể thì khó khăn hơn nhiều Sự áp dụng mối tương quan chéo đối với RPI khẳng định hìnhảnh ấn tượng được chuyển tải bằng hình 3: Giá bán lẻ thì khó bị ảnh hưởng bởi sự biến động tỷgiá, mối tương quan thường thay đổi dấu hiệu, và khó cao hơn 0.1 (trong điều kiện tuyệt đối)

2 Lưu ý rằng NEER và HRK / DEM tỷ giá hối đoái hoạt động trong một thời trangtương tự.

Điều này có thể là do thực tế là các đối tác thương mại lớn của Crô-a-ti-a là chủ yếu Euro / cựu

ERM quốc gia (Đức và Ý chiếm khoảng 20% xuất khẩu và nhập khẩu mỗi) các đối tác thương mại lớn của Crô-a-ti-a là nước chủ yếu là Euro / cựu ERM (Đứcvà Ý kế

toán khoảng 20% xuất khẩu và nhập khẩu mỗi), NEER và HRK / DEM cư xử chứ không phải tương tự như Hơn nữa, "đô la hóa" tại Croatia là DEM dựa trên, do đó chúng tôi tập trung vào những gì sau tỷ giá hối đoái đối với nhãn hiệudeutsche.

3

đường ngang cho thấy hai độ lệch chuẩn.

III CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ( literature review) :

Theo Campa và Goldberg (2004): “Exchange Rate Pass-Through into Import Prices”

OECD

truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu thấp hơn

thành phần của cơ cấu hàng nhập khẩu quốc gia

Theo Hahn (2003): “Pass-Through of External Shocks To Euro Area Inflation”

Ông cho rằng việc truyền dẫn là lớn nhất và nhanh nhất đối với cú shock bên ngoài đó là cúshock giá nhập khẩu mặt hàng không phải dầu mỏ, tiếp đến là cú shock về thay đổi tỷ giá, vàcuối cùng là cú shock về giá dầu

Cú sốc bên ngoài đóng góp phần lớn cho lạm phát ở khu vực đồng Euro kể từ khi Liên minhtiền tệ châu Âu được thành lập

Theo Ihrig và cộng sự (2006): “Exchange Rate Pass-Through in the G-7 countries”

 Có sự sụt giảm giá nhập khẩu và biến động giá tiêu dùng gần như tất cảcác nước G7 Khoảng một nửa các quốc gia này có sự biến động sụt giảm đáng kể

trong cùng một khoảng thời gian Phần lớn biến động giá tiêu dùng được giải thích bởi sựsuy giảm trong biến động tỷ giá hối đoái

Những nước mà sự suy giảm trong giá cả nhập khẩu và biến động giá tiêu dùng cũng tương đốilớn, cho thấy giảm biến động giá nhập khẩu có thể giải thích sự thay đổi trong biến động giátiêu dùng

Theo McCarthy (2000): “Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic

Inflation in Some Industrialized Economies”

is the quarterly average of the monthly finished goods index of the US PPI(1982=100),seasonally adjusted.), và CPI trong các nền kinh tế công nghiệp được lựa chọn

khi giá nhập khẩu có tác động mạnh mẽ hơn

Các pass-through là hơi mạnh hơn ở những nước có nhập khẩu lớn và phụ thuộc nhiều vào tỷgiá và giá nhập khẩu

Theo Choudri và Hakura (2006): “Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices: Does

the Inflationary Environment Matter?”

2000 để kiểm chứng mức độ của sự phá giá lên lạm phát

của nước phá giá Sự truyền dẫn yếu đối với nước có mức lạm phát ban đầu thấp và cao đốivới nước có mức lạm phát ban đầu cao

Theo Dubravko Mihaljek and Marc Klau: “A Note on the Pass-Through from Exchange

Rate and Foreign Price Changes to Inflation in Selected Emerging Market Economies”:

Bài nghiên cứu này trình bày các ước tính của truyền dẫn khi tỷ giá hối đoái thay đổi và giánhập khẩu thay đổi (được đo bằng ngoại tệ) đến lạm phát trong nước Mẫu là một nhóm gồm

13 nền kinh tế mới nổi (Nam Phi, Brazil, Chile, Mexico, Peru, Cộng hòa Czech, Hungary,

Phần Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines và Thaí Lan), trong giai đoạn từ thậpniên 1980 đến năm 1990.

Bài nghiên cứu tìm ra những phần chính sau:

lạm phát hơn là những thay đổi về giá nhập khẩu Ngoài ra còn có một số bằng chứng

về thống kê cho thấy khi tỷ giá thay đổi tác động lên lạm phát và khi giá nhập khẩu thayđổi cũng tác động lên lạm phát ở một vài nước

tệ do đó có thể nó không được thích hợp Thay vào đó, có vẻ như cần thiết phải phântích riêng biệt hai hiệu ứng truyền dẫn này

truyền dẫn từ giá nhập khẩu Nhưng có một sự suy giảm đáng kể từ giữa những năm

1990, có lẽ là do kết quả của những điều kiện kinh tế vĩ mô ổn định và cải cách cơ cấuđược thực hiện ở các nền kinh tế mới nổi

Theo Jeffrey Frankel, David Parsley, and Shang-Jin Wei: Slow Pass-Through Around the

World: A New Import for Developing Countries

Sử dụng dữ liệu là giá tám mặt hàng có thương hiệu, của 76 quốc Những yếu tố quyết địnhquan trọng của hệ số truyền dẫn bao gồm thu nhập bình quân đầu người, khoảng cách giữa hainước, thuế, quy mô quốc gia, tiền lương, lạm phát dài hạn, và biến đổi tỷ giá trong dài hạn Qua nghiên cứu mẫu này ông rút ra được:

tại bến tàu, mà giá này thì nhỏ hơn giá của hàng hoá cùng loại ở cấp độ bán lẻ, thấp hơngiá các sản phẩm thay thế của nội địa, và vẫn thấp hơn chỉ số CPI

phát triển), truyền dẫn không hoàn toàn và tức thời

truyền dẫn chậm ở tất cả bốn giai đoạn - cầu cảng nhập khẩu, bán lẻ, giá của đối thủcạnh tranh,và CPI

 Có ít bằng chứng hiệu lực về quy mô- trong một quốc gia nhỏ có passthrough là caohơn hoặc nhanh hơn.

passthrough (sau khoảng cách) Nó thường không mất giá trị khi điều chỉnh về tiềnlương (nhưng đôi khi nó mất đi một số khả năng giải thích khi điều kiện lạm phát trongdài hạn)

chúng cũng bị ảnh hưởng bởi một môi trường có tỷ giá thay đổi tạm thời

1990 là do một suy giảm trong môi trường lạm phát

Theo Dornbusch (1987): “Exchange Rates and Prices”

ảnh hưởng ít khi tỷ giá thay đổi

mạnh

giá hối đoái trong tương lai

Theo Burstein và cộng sự (2003): “Distribution Costs And Real Exchange Rate Dynamics

During Exchange-Rate-Based-Stabilizations”

vi của tỷ giá hối đoái thực trong quá trình thay đổi tỷ giá

phân phối thường không được coi là yếu tố quyết định quan trọng của RER

Theo Burstein và cộng sự (2005): “Large Devaluations and the Real Exchange Rate”

ra sau khi phá giá lớn là sự điều chỉnh giảm trong giá hàng hóa chỉ sản xuất và tiêu dùngtrong nước chứ không phải là sự thất bại của tương quan PPP đối với hàng hoá xuất khẩu

 Việc sử dụng giá bán lẻ hàng hoá xuất khẩu dẫn đến sự phóng đại cácphần nhỏ của sự suy giảm trong RER mà điều này là do sự thay đổi trong giá cả hàng hoámậu dịch qua các nước

Theo Taylor (2000): “Low Inflation, Pass-Through, and the Pricing Power of Firms”

Ông đã tiến hành quan sát các quốc gia có lạm phát thấp trong nhiều năm và nhận ra rằng:

through” sẽ thấp hơn và điều này sẽ làm giảm đi quyền định giá của công ty

có tỷ lệ lạm phát thấp sẽ ít bị lạm phát sau khi phá giá

trước một thời hạn nào đó sẽ định giá theo kỳ vọng là giá sẽ không biến đổi nhiều Trongmôi trường lạm phát cao thì sự chuyển dịch này sẽ từ thấp thành cao vì doanh nghiệp biếtrằng lạm phát sẽ lên cao, do đó cũng sẽ định giá trước cho sản phẩm cao theo

Nghiên cứu của Goldberg and Knetter (1997) nghiên cứu lý thuyết trung chuyển đến giá cảnhập khẩu.Trong bối cảnh này đã xuất hiện một câu hỏi lớn tại sao lý thuyết truyền dẫn có thểkhông hoàn toàn hoàn hảo Nghiên cứu của Menon (1995) đã giải thích câu hỏi này

Nghiên cứu Dornbush (1987) và Krugman (1987) chỉ ra rằng sự chuyển biến của giá cả theo sựthay đổi của tỷ giá hối đoái không tương đương nhau, điều này được giải thích bởi sự cạnhtranh không hoàn hảo hay là nhà xuất khẩu tăng giá so với giá hiện tại trên thị trường Nhàxuất khẩu đưa thêm chi phí khả biến vào giá bán hàng hóa để duy trì thị phần ổn định tại thịtrường trong nước Chiến lược này là yếu tố chính làm cho sự chênh lệch về tỷ giá giữa nướcxuất khẩu và nhập khẩu bằng 0

Gosh and Wolf (2001) sự chênh lệch về tỷ giá giữa nước xuất khẩu và nhập khẩu trong ngắnhạn không hoàn hảo là do chi phí sản xuất hàng hóa của nhà xuất khẩu gây ra

Borensztein và De Gregorio (1999) nghiên cứu khủng hoảng tiền tệ, Goldfajn và Werlang(2000) chỉ ra rằng yếu tố quyết định chính đến chênh lệch về tỷ giá giữa nước xuất khẩu vànhập khẩu là chu kỳ nền kinh tế, sự đánh giá quá cao hay quá thấp , tỷ lệ lạm phát và mức độ

mở cửa của nền kinh tế Và họ cũng chứng minh rằng chênh lệch tỷ giá giữa nước xuất khẩu

và nhập khẩu suy yếu sau 12 tháng

Clark (1999) kiểm tra thấy rằng phản ánh của tỷ giá vào giá cả sẽ khác nhau ở các giai đoạnsản xuất khác nhau trong những bối cảnh khác nhau, cụ thể phản ánh vào chính sách tiền tệtrong nước

Ross(1998) sử dụng phương pháp đệ quy của kinh tế cho thây sự ảnh hưởng của tỷ giá đối vớiSlovenia

Kuijs (2001) phân tích sự thay đổi chính sách tiền tệ ở Slovakia bằng cấu trúc hội nhập VAR.Một số nghiên cứu đã giải thích mối quan hệ nhân quả này đặc biệt là trong nền kinh tế Úc :giá cả trong nước của một hàng hóa cụ thể có thể đưa ra những phản hồi giá trị đối với mức giá

cả thế giới, với giả định là một nền kinh tế nhỏ mở Điều này đúng đối với một số mặt hàng ởÚc

Kim (1998) giới thiệu bằng chứng ở mỹ chứng minh mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá cảtrong khuôn khổ VAR hội nhập Ông ta tìm ra rằng tỷ lệ chênh lệch tỷ giá giữa nước xuất vànhập dài hạn có hệ số khoảng 0.24 nhưng không giả thích vấn đề điều chỉnh trong ngắn hạn.Murgasova (1996) sử dụng phương pháp Johansen Maximum Likelihood (ML) để phân tíchảnh hưởng của sự giảm giá đồng peseta của Spanish trong suốt cuộc khủng hoảng ERM 1992-

1993 Cô chứng minh rằng giá cả nhập khẩu thay đổi cùng tỷ lệ với sự thay đổi giữa tỷ giánước xuất khẩu và nhập khẩu trong khi đó CPI chỉ thay đổi khoảng 10% tỷ lệ này

Dellmo (1996) tập trung mối liên hệ giữa đo lường mức giá cả ở Swedish trong khuôn khổI(1), liên quan đến những yếu tố giới hạn trạng thái được kỳ vọng, chẳng hạn sự thay đổi lợinhậu biên và năng suất Juselius (1999) nghiên cứu mức giá hôi tụ đầy đủ trong khuôn khổ I(2)Ihrig, Marazzi, and Rothenberg (2006), Bailliu and Fujii (2004), and Sekine (2006) chứngminh rằng việc chuyển qua từ việc thay đổi tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng thực sự thấp hơnqua 2 thập kỷ đối với một nhóm nước lớn mà đã theo đuổi chính sách tiền tệ ổn định

Goldfajn và werlang(2000) phát hiện rằng sự trung chuyển có liên quan đến chu kỳ kinh tế,độlớn của việc điều chính sai tỷ giá thực ban đầu,tỷ lệ lạm phát ban đầu,mức độ cởi mở của nềnkinh tế, và họ cũng nhận thấy rằng hệ số trung chuyển gia tăng cùng với thời gian theo sự mấtgiá và đạt đỉnh cao sau 12 tháng

Berstein, Eichenbaum và Rebelo(2000) nghiên cứu cách ứng phó với lạm phát sau sự phá gíamạnh ở chính quốc gia: Filand, swenden, Mexico, korea, thailand, Malaysia, The philippines,Indonesia và Brazil thấy rằng một sự trung chuyển thấp từ tỷ giá hối đoái đến giá tiêu dùng

Bhundia(2002) thấy rằng,trong trường hợp của Nam phi Sự trung chuyển trung binh thì thấp,Nhiều nhà nghiên cứu cũng phân tích tác động của tỉ giá đến giá xuất khẩu (ví dụ, Klitgaard

T (1999); Dwyer J.,Kent C., Pease A (1993))

Có một số nghiên cứu sự trung chuyển tỷ giá hối đoái đến giá sản xuất và giá tiêu dùng (vídụ,Woo,Wing T 1984; Feinberg,Robert M (1986, 1989); Parsley D.,Popper H (1998);McCarthy J (2000))

Một bộ phận nghiên cứu chủ yếu tập trung vào thị trường Mỹ (Menon J (1995)) Ngoài ra, còn

có nhiều nghiên cứu ERPT tại các thị trường châu Âu (ví dụ, Hufner F., Schroder M (2002);Fouquin M et al (2001)) Một số nghiên cứu tập trung vào nước Úc (ví dụ, Menon(1996); Dwyer, Kent&Pease (1993) Các nước còn lại ít được chú ý hơn, chỉ có một sốnghiên cứu cá biệt như: Adolfson M (1997) – Thụy Điển; Corsetti G., Dedola L (2001) –Ý;Dunn (1970) – Canada; Lee (1997) – Hàn Quốc;

giả định là các chuỗi thời gian có tính dừng:

1.1 Thuyết nhân quả của Granger - Granger causality:

Phân tích thuyết nhân quả (xem bảng B2 trong phụ lục) tiết lộ 4 cơ sở lập luận thực nghiệm:

tệ (DM4) với chênh lệch sản lượng bị bác bỏ Thứ hai, sự thay đổi trong chỉ số giá bán lẻ(DRPI) giúp giải thích chênh lệch sản lượng Thứ ba, có lẽ gây bất ngờ hơn, giả thiết là chênhlệch sản lượng không ảnh hưởng đến chỉ số giá nguyên vật liệu được tính toán bởi HWWA bịbác bỏ một cách mạnh mẽ Và cuối cùng, chỉ số nguyên vật liệu dường như “mở đường” chochỉ số giá sản xuất Trật tự được thiết lập ban đầu (DHWWA  HPOGAP  DKDAV DMPI  DRPI  DM4) không bị bác bỏ Duy chỉ có 1 giả thiết cho rằng DKDAV là nguyênnhân dẫn đến DM4 bị bác bỏ với mức 5% Thử nghiệm với những trật tự khác (nhóm DM4trước hoặc sau HPOGAP) về cơ bản không có sự thay đổi kết quả Chú ý rằng sự thay đổitrong tỷ giá dẫn đến lạm phát giá sản xuất chỉ đáng kể tại 3 bậc và không ảnh hưởng đến chỉ sốgiá bán lẻ

1.2 Tính dừng:

Chuỗi thời gian được giả định là dừng Trong table B2 minh họa điều này Hai dạng test được

sử dụng đó là Dickey-Fuller (ADF) và Phillips-Perron (PP) Hai bài test này được thực hiện từ

tháng 1-1994 đến tháng 5-2001 Riêng đối với M4 thì dữ liệu chỉ thực hiện từ tháng 6-1994 H0

là 1 UR (unit root – một đơn vị) được kiểm tra có phải là không có tính dừng hay không Vềnguyên tắc thì tất cả các biến lãi suất là không dừng qua từng giai đoạn, nhưng dừng trong giaiđoạn đầu tiên (khác biệt ở đơn vị đầu tiên) Hai ngoại lệ là RPI và chỉ số sản xuất công nghiệp

IP Kết quả hơi ngạc nhiên là chuỗi thời gian về giá có thể được xem là có tính dừng, miễn làchứng cứ thực nghiệm từ những nước khác chỉ ra trật tự cao hơn của sự hợp nhất, bao gồmthậm chí cả sự bất ổn tiềm tang cả tỉ lệ lạm phát Nếu kiểm tra UR không thể hiện một khuynhhướng thời gian, thì tính dừng bị bác bỏ

Trong phần đầu tiên của điều tra thực nghiệm, VAR hồi quy, các chuỗi sẽ gồm sự khác biệt ởđơn vị đầu tiên ngoại trừ chênh lệch về sản lượng

1.3 Phương pháp đệ quy:

Theo MCCarthy ( 2000), chúng ta giả định rằng một trật tự đệ quy dưới những cú sốc về cungquốc tế (xấp xỉ bằng chỉ số giá hàng hoá thế giới HWWA) và các cú sốc về cầu là không liênquan với cú sốc tỉ giá trong khoảng thời gian t Chúng được đo lường trong mỗi thời kỳ bởi kỳvọng của thời kỳ trước và sai số,

Trong đó, wp là lạm phát trong giá cả hàng hoá trên thế giới, yt là đo về chênh lệch sản lượng,

là sự thay đổi trong tỉ giá và là những cú sốc tương ứng xảy ra mỗi giai đoạn Cú sốc tỷgiá này sau đó dẫn đến lạm phát trong nội địa, đầu tiên là ở mức độ những nhà sản xuất sau đó

Biến tăng trưởng dự trữ tiền tệ được thể hiện trong bài một cách phi tiêu chuẩn, do cấu trúccung tiền của Croatian do đô la hóa Mác Đức cao Dự trữ tiền được định nghĩa ở mức M4 do

đó phản ánh hành vi của ngân hàng trung ương (M0/M1) cũng như là những quyết định củakhu vực tư nhân, cả 2 đều được cho là thích hợp với những biến đề cập ở trên :

Bắt đầu với một dạng cấu trúc đại diện bởi các phương trình tuyến tính năng động có dạng

Với X là vector p(=6) chứa các biến về lãi suất, Ao mô tả mối quan hệ tồn tại giữa các biến A(L)

là ma trận đa thức với thứ tự bị hạn chế ở trên, và là một vector các biến nhiễu cấu trúc có thểgiải thích được lấy từ các phương trình mô tả hệ thống với các ma trận hiệp phương sai Cácyếu tố chéo khác không của B sẽ cho phép các cú sốc có ảnh hưởng nhiều hơn là một biến Như

nó được biết đến, mô hình cấu trúc thì không quan sát được Dưới những điều kiện nhẹ (Ao có thểđảo ngược), chúng tôi có thể biểu diễn p-demisional stationary quá trình tự hồi quy X theo dạngđơn giản sau :

Với vector phần dư VAR et = A… là n.i.i.d với ma trận phương sai và hiệp phương sai đầy

đủ Từ điều này, chúng ta có thể có thể thấy được mối quan hệ giữa những ma trận VCV của

et quan sát được lẫn không quan sát được

trên A, B Theo phân rã Cholesky, mà đề xuất ban đầu là của Sim (1980), đó là cách tốt nhấtđược biết đến (và theo sau với McCarthy 2000) Dưới chiến dịch này, ma trận A thì được chorằng có dạng tam giác dưới, trong khi đó ma trận B được giả định rằng là ma trận chéo:

Ma trận A- Ma trận B ( hình vẽ)

Trong mô hình này, sự nhận dạng đúng các cú sốc phụ thuộc vào trật tự của các biến Thựcvậy, một khối cấu trúc đệ quy hàm ý rằng “ mức độ nội sinh” tăng lên theo trật tự của biến.Trong trường hợp của chúng tôi, điều tranh cãi chống lại Cholesky có thể được xoay xungquanh : dây chuyền sản xuất và sự giới hạn của những mô hình tham gia hoàn toàn hợp lý vớiloại cấu trúc này.

1.4 Kết quả:

VAR trong những sự khác biệt đầu tiên được ước tính với 3 sự trễ, tính toán cho những nhiễutrình bày trong quan sát hàng tháng so với hàng quý 6*3 = 18 tính toán các gốc của các đa

có thể thấy được, phần đuôi của tất cả các chuỗi hiển thị một số đáng kể những yếu tố nằm

Để kiểm tra rằng là những mô tả của những dữ liệu này là tồn tại với các giả định những nhiễutrắng, chuỗi tương quan đa biến của những phần đuôi được tính toán Sử dụng kiểm định

thể không bị từ chối ở mức 10% hay ở mức độ trễ <10 với ngoại lệ của độ trễ 6 (đáng kể tại

10, nhưng không đáng kể tại 5) Trong bảng 2, số liệu thông kê đơn biến được trình bày Bởi vì

sự không bình thường mạnh mẽ của chỉ số giá, các bình thường đa biến bị từ chối ở cấp độ 5%.Trong bảng 3 trình bày ma trận tương quan của phần đuôi Các yếu tố không chéo rất gần với

0, chẳng hạn không tồn tại tương quan bị bỏ qua bởi VAR

4 Gốc lớn nhất là tương quan ở mức 0.77

5 Trong hình Ả3, đường chấm chỉ ra hai độ lệch chuẩn

6 Lưu ý rằng việc thêm vào độ trễ của VAR có thể không loại bỏ được sự chênh lệch đáng kể.

Chức năng thứ hai của phương pháp kiểm định nhân quả Granger, thực hiện trong khung ướclượng VAR (xem bảng 4 phần phụ lục), đánh giá sơ bộ ở bảng trên Những sự thay đổi trongviệc nới lỏng tiền tệ dường như làm ảnh hưởng đến chênh lệch sản lượng, giá nguyên vật liệutác động tới MPI, nhưng không tác động với RPI, và loại trừ tỷ giá giữa đồng Kuna-Mác Đứcnhư là nguyên nhân cho các loại giá cả không thể bị loại bỏ theo quy luật thông thường.

Bây giờ chúng ta quay lại với việc phân rã các thành phần khác nhau và những thành phần dẫnđến kết quả của ước lượng VAR Trong khi vấn đề trước gián đoạn bởi sự biến thiên trongbiến nội sinh giảm dẫn đến giá trị shock của biến nội sinh trong VAR, những thành phần trongkết quả kiểm định là dấu vết ảnh hưởng của một cú sốc tới một biến nội sinh trên những biếnkhác thông qua cấu trúc động của VAR Việc phân rã các thành phần khác nhau qua 10 kỳ thayđổi giữa tỷ giá và chỉ số giá được trình bày trong bảng số liệu A4 – A6 Nói chung, hầu hết sựkhác nhau của tất cả 3 biến được giải thích bởi tất cả sự hiểu biết về vấn đề mới mẻ này Việc

so sánh 2 chỉ số giá, mà ở đây là sự thay đổi trong MPI có thể phạm vi ở đây là sự thay đổitrong giá nguyên vật liệu và tỷ giá Thật thú vị, có một sự ảnh hưởng khác nhau cùng lúc lênMPI Trong trường họp của chỉ số đồng biến RPI, điều quan trọng là những sự cách tân khácnhau thì không đáng kể Những sự xác nhận ấn tượng là chỉ số giá trung gian ảnh hưởng bởi sựthay đổi trong tỷ giá trong khi khuynh hướng của người tiêu dùng là chỉ số giá bán lẻ không bịtác động bởi yếu tố bên ngoài

Những thành phần dẫn đến kết quả được trình bày trong bảng số liệu A7 và A8 Dữ liệu báocáo đầu tiên (cột) với kết quả là một độ lệch chuẩn mới đối với sự thay đổi trong tỷ giá, lạmphát trong sản suất và làm phát trong bán lẻ Kết quả này không có nhiều ý nghĩa cho bất kỳcặp biến nào Việc thiếu ý nghĩa bị cho là do 3 yếu tố chính: đầu tiên, khoảng quan sát chỉ là 7năm Thứ hai, sự quan sát là hàng tháng và vì thế vấn đề ở đây là tỷ lệ nhiễm cao Thứ ba, sựbiến thiên thấp trong dữ liệu, cụ thể tỷ giá, giảm sự chính xác của ước lượng Trong bảng sốliệu A7, MPI chỉ ra một khoảng tin cậy nhưng đó là phản ứng bình thường đối với một cú sốc

về tỷ giá Tổng kết (mức độ) kết quả kiểm nghiệm với sự nhiễu trong sự khác biệt đầu tiên(bảng số liệu A8) đưa ra chưa rõ ràng: ảnh hưởng của nó là đáng kể trong toàn bộ giai đoạncủa các biến và rõ ràng (nhưng cũng bình thường) mức độ ảnh hưởng có thể thấy trong MPI,không thấy trong RPI Một lần nữa, dấu vết phân tích chỉ ra rằng tỷ giá ảnh hưởng lâu dài lêngiá sản xuất Mô hình trong ngắn hạn của chỉ số RPI dường như bị lái đi bởi những biến khôngđược mô hình hóa trong thiết lập hiện tại

Mặt dù những kết quả không cho phép những khẳng định mạnh mẽ về tác động trong ngắn hạn

vì không có ý nghĩa về mặt thống kê, so sánh với phát hiện trong thiết lập tương tự cho số liệucủa những quốc gia phát triển với tỷ giá thả nổi của tác giả McCarthy (2000) Ở đó, giá nhậpkhẩu có một tác động quan trọng lên trên mức độ thay đổi giá cả, tuy nhiên tỷ giá thì không.Kết quả này có thể đã không được kiểm tra trong nghiên cứu của chúng tôi, rằng đó là một chỉ

số không được công bố ở Croatia Việc thiếu tác động quan trọng ở phần thứ hai có thể đượcgiải thích như là bằng chứng gián tiếp của những giới hạn đã thảo luận ở trên: giá cả tác độngđến thị trường, mà còn những ràng buộc về thể chế, như quản lý giá, giảm ảnh hưởng của sựthay đổi tỷ giá Thông tin bị giới hạn có trong kết quả trên đề nghị một cách tiếp cận khác, đưavào bảng báo cáo với cấp độ thông tin trình bày trong dữ liệu Trong phần sau, chúng ta sẽ tậptrung vào mối quan hệ ngắn hạn giữa tỷ giá và chỉ số giá cuối cùng, trong trường hợp này củachúng ta là chỉ số giá bán lẻ

2.1 Dẫn nhập:

Phương pháp tiếp cận VAR hợp nhất có thể cung cấp thông tin bổ sung có giá trị vì nhiều lý

do Thứ nhất, tính chất hợp nhât là không tất yếu đối với sự mở rộng của hệ thống thông tin,nghĩa là, nếu chuỗi thời gian không dừng xuất hiện trong một mô hình nhỏ, nó vẫn sẽ giữnguyên như thế trong một mô hình lớn hơn Điều này cho phép việc ước lượng của một môhình chỉ chứa tỷ giá hối đoái và chỉ số giá, dẫn tới những ước lượng hệ số chính xác hơn Thứhai, các cấu trúc mang tính lý thuyết nhiều hơn cho phép áp đặt những hạn chế trong dài vàngắn hạn để phân tích cả hai 1 cách linh hoạt Thứ ba, vấn đề thuyết nhân quả Granger đượcphân tích trong một khuôn khổ trực tiếp hơn Những kết quả của kiểm định nhân quả này được

kỳ vọng sẽ khác đi so với những kết quả ở trên do chỉ có 3 chuỗi thời gian về lãi suất được đưavào mô hình

Mô hình kiểm tra đa biến bất định cho thấy rằng khi ước tính với 3 lags như trên, trong hệthống VAR 3 biến hợp nhất, tự tương quan ở lag 1 có ý nghĩa với mức ý nghĩa 5%, nhưngkhông có ý nghĩa ở lag 4 Hệ thống nhỏ nhất không kể tự tương quan phần dư bao gồm 4 lags

và cho phép đánh giá ban đầu chuỗi thời gian đơn nhất như được thể hiện ở bảng 3