Luận văn thạc sĩ Nghiên cứu mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá hối đoái và điều hành chính sách tiền tệ ở Việt Nam

Tóm tắtBài nghiên cứu này tìm hiểu mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả trong nước và việc điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt Nam.. Sự giảm giá của

-NGUYỄN THỊ MINH NGỌC

NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ ĐIỀU HÀNH CHÍNH

SÁCH TIỀN TỆ Ở VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP Hồ Chí Minh – Năm 2013

-NGUYỄN THỊ MINH NGỌC

NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ ĐIỀU HÀNH CHÍNH

SÁCH TIỀN TỆ Ở VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học: TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo

TP Hồ Chí Minh – Năm 2013

Tác giả xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tác giả với sự giúp đỡcủa Thầy hướng dẫn và những người mà tác giả đã cảm ơn Số liệu thống kê đượclấy từ nguồn đáng tin cậy, nội dung và kết quả nghiên cứu của luận văn này chưatừng được công bố trong bất cứ công trình nào cho tới thời điểm hiện nay.

Tp Hồ Chí Minh, tháng 09 năm 2013

Tác giả

Nguyễn Thị Minh Ngọc

1.Giới thiệu 2

2.Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây 4

2.1.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá cả trong nước 4

2.2.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái theo chuỗi giá cả 10

2.3.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ 12

3.Phương pháp nghiên cứu 16

3.1.Tìm hiểu về VAR 16

3.2.Mô hình nghiên cứu 19

3.3.Mô tả dữ liệu 22

3.4.Xác định điểm gãy cấu trúc 25

4.Kết quả nghiên cứu 30

4.1.Các kiểm định ban đầu 30

4.1.1.Kiểm định nghiệm đơn vị 30

4.1.2.Kiểm định độ trễ tối ưu 32

4.1.3.Kiểm định tính ổn định mô hình 34

4.2.Phân tích phản ứng xung 34

4.3.Phân rã phương sai 39

4.4.Kiểm định robustness 42

5.Kết luận 47

TÀI LIỆU THAM KHẢO 49

PHỤ LỤC 55

ADF : Augmented Dickey – Fuller

AIC : Akaike Information Criterion

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

ERPT : Truyền dẫn tỷ giá hối đoái (Exchange Rate Pass Through)

GSO : Tổng cục Thống kê Việt Nam (General Statistics Office)

HP : Hodrick Prescott

IFS : Thống kê tài chính quốc tế (International Financial Statistics)

IMF : Quỹ Tiền tệ quốc tế (International Money Fund)

IMP : Chỉ số giá nhập khẩu (Import Price Index)

LM : Lagrange Multiplier

LR : Likelihood Ratio

NEER : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực đa phương (Nominal Effective

Exchange Rate)

OECD : Tổ chức Hợp tác và Phát triển Kinh tế (Organization for Economic

Cooperation and Development)

OLS : Phương pháp ước lượng bình phương bé nhất (Ordinary Least Squares)

PP : Phillips – Perron

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

REER : Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực đa phương (Real Effective Exchange Rate)

SC : Schowarz Information Criterion

SVAR : Mô hình véc tơ tự hồi quy cấu trúc (Structural Vector Autoregressive

Model)

UNDP : Chương trình Phát triển Liên Hiệp Quốc (United Nations Development

Program)

VAR : Mô hình véc tơ tự hồi quy (Vector Autoregressive Model)

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

WTO : Tổ chức Thương mại thế giới (World Trade Organization)

Bảng 4.1: Kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF – chuỗi dữ liệu 1/2001– 10/2007 30Bảng 4.2: Kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF – chuỗi dữ liệu

11/2007 – 12/2012 31Bảng 4.3: Kết quả kiểm định nhân tử Lagrange ở độ trễ 4 33Bảng 4.4: Kết quả hàm phản ứng xung của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổitrong phần dư phương trình hồi quy NEER ở giai đoạn trước (1/2001 – 10/2007) 34Bảng 4.5: Kết quả hàm phản ứng xung của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổitrong phần dư phương trình hồi quy NEER ở giai đoạn sau (11/2007 – 12/2012) 35Bảng 4.6: Tầm quan trọng của cú sốc tỷ giá hối đoái trong việc giải thích biến độngcủa chỉ số giá tiêu dùng – ở giai đoạn trước và giai đoạn sau 42

DANH MỤC HÌNH VẼ

Hình 2.1: Các kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái 5Hình 3.1: Diễn biến lạm phát của Việt Nam từ tháng 1/2001 đến tháng 12/2012 26Hình 4.1: Kết quả kiểm định AR Roots 34Hình 4.2: Phản ứng của chỉ số giá nhập khẩu IMP với cú sốc 1% thay đổi trongphần dư phương trình hồi quy NEER 35Hình 4.3: Phản ứng của chỉ số giá sản xuất PPI với cú sốc 1% thay đổi trong phần

dư phương trình hồi quy NEER 37Hình 4.4: Phản ứng của chỉ số giá tiêu dùng CPI với cú sốc 1% thay đổi trong phần

dư phương trình hồi quy NEER 37

Hình 4.6: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn trước(1/2001 – 10/2007) 40Hình 4.7: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn sau(11/2007 – 12/2012) 40Hình 4.8: Tổng hợp phản ứng của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi trong phần

dư phương trình hồi quy NEER – Thứ tự Cholesky thay thế 1 43Hình 4.9: Tổng hợp phản ứng của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi trong phần

dư phương trình hồi quy NEER – Thứ tự Cholesky thay thế 2 44Hình 4.10: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn trước(1/2001 – 10/2007) – Thứ tự Cholesky thay thế 1 44Hình 4.11: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn sau(11/2007 – 12/2012) – Thứ tự Cholesky thay thế 1 45Hình 4.12: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn trước(1/2001 – 10/2007) – Thứ tự Cholesky thay thế 2 45Hình 4.13: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn sau(11/2007 – 12/2012) – Thứ tự Cholesky thay thế 2 46

Tóm tắt

Bài nghiên cứu này tìm hiểu mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả trong nước và việc điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt Nam Bằng cách sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy, cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái được phân tích qua hai giai đoạn, giai đoạn thứ nhất khi lạm phát ổn định và giai đoạn thứ hai khi lạm phát biến động mạnh, đồng nghĩa với việc điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát trở nên kém hiệu quả Kết quả nghiên cứu cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả trong nước tăng từ giai đoạn thứ nhất sang giai đoạn thứ hai, đồng thời cú sốc tỷ giá hối đoái cũng gia tăng mức độ đóng góp vào biến động giá cả trong nước khi so sánh giữa hai giai đoạn Bài nghiên cứu cũng đưa đến kết luận phù hợp với hầu hết các nghiên cứu trước đây về cùng chủ đề, đó là hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái ở Việt Nam giảm dần dọc theo chuỗi giá cả.

1.Giới thiệu

Từ những năm 1970, các nhà kinh tế học đã nghiên cứu về những tác động của cúsốc tỷ giá hối đoái đối với giá cả trong nước, gọi chung là truyền dẫn tỷ giá hốiđoái Cho đến nay, đã có một số lượng lớn các công trình lý thuyết cũng như thựcnghiệm về vấn đề này ở các quốc gia và các ngành công nghiệp khác nhau, với cácbiến số và chuỗi thời gian khác nhau

Trong số lượng lớn các công trình đó, nhiều nghiên cứu cho thấy có mối quan hệgiữa truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ Taylor (2000) nhận thấy nhữngthay đổi trong hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái có thể là do những thay đổi trongchính sách tiền tệ Cụ thể hơn, tác giả khẳng định một chính sách tiền tệ càng tậptrung vào ổn định lạm phát, với mức độ lạm phát thấp sẽ làm giảm đáng kể hiệuứng truyền dẫn tỷ giá Lý thuyết này đã nhận được sự đồng tình của đông đảo cácnhà nghiên cứu sau này, như: Choudhri và Hakura (2001), Gagnon và Ihrig (2004),Zorzi, Hahn và Sanchez (2007), Mishkin (2008), và gần đây nhất là Coulibaly vàKempf (2010)

Tại Việt Nam, quá trình tự do hóa và hội nhập đa phương diễn ra mạnh mẽ trongnhững năm gần đây Bên cạnh những tác động tích cực như quy mô thương mạităng nhanh, đầu tư từ nước ngoài ngày càng nhiều,… thì tiến trình tự do hóa và hộinhập đa phương cũng làm tăng tính bất ổn của nền kinh tế, lạm phát tăng cao Từ đóvấn đề về độ nhạy cảm của lạm phát trong nước đối với các cú sốc, trong đó có cúsốc tỷ giá hối đoái ngày càng thu hút sự quan tâm của các nhà hoạch định chínhsách và các nhà nghiên cứu Tuy nhiên, số lượng các nghiên cứu về chủ đề này ởViệt Nam vẫn còn ít, ví dụ như Võ Văn Minh (2009), Bạch Thị Phương Thảo(2011), Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012), Nguyễn Thị Ngọc Trang và Lục VănCường (2012), đặc biệt, vẫn chưa có nghiên cứu nào về mối quan hệ giữa hiệu ứngtruyền dẫn tỷ giá hối đoái và điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở ViệtNam

Luận văn này nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giáhối đoái và điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt Nam, bằng cách

sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy, nghiên cứu trong chuỗi dữ liệu từ tháng 1 năm

2001 đến tháng 12 năm 2012 Cụ thể, luận văn này trả lời cho các câu hỏi sau: (1)Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái ở Việt Nam thay đổi như thế nào khi điều hànhchính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát thay đổi? (2) Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hốiđoái ở Việt Nam thay đổi như thế nào dọc theo chuỗi giá cả?

Để trả lời cho mục tiêu nghiên cứu này, chuỗi dữ liệu được phân thành hai mẫu nhỏ

để có thể so sánh cơ chế truyền dẫn ở hai giai đoạn Mẫu thứ nhất gồm các quan sát

từ tháng 1 năm 2001 đến tháng 10 năm 2007 Mẫu thứ hai gồm các quan sát từtháng 11 năm 2007 đến tháng 12 năm 2012

Phần còn lại của luận văn được trình bày như sau: phần 2 tổng quan các kết quảnghiên cứu trước đây, phần 3 trình bày phương pháp nghiên cứu và mô tả dữ liệu,phần 4 trình bày kết quả nghiên cứu và phần 5 là kết luận

2.Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây

Truyền dẫn tỷ giá hối đoái (Exchange Rate Pass-Through - ERPT) được định nghĩa

là “phần trăm thay đổi trong giá nhập khẩu tính bằng đồng nội tệ khi tỷ giá giữa cácnước xuất khẩu và nước nhập khẩu thay đổi 1%” (Goldberg và Knetter (1997)) Tuynhiên, những thay đổi trong giá nhập khẩu, trong một số chừng mực cũng truyềndẫn đến các chỉ số giá cả khác, như giá sản xuất hay giá tiêu dùng Do đó, hầu hếtcác bài nghiên cứu trên thế giới đều nhìn nhận khái niệm ERPT rộng hơn, như là sựthay đổi trong các chỉ số giá cả dưới tác động của sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái.Cho đến nay, đã có một lượng lớn các công trình nghiên cứu trên thế giới về ERPT

và các vấn đề liên quan Phần này sẽ trình bày một số kết quả nghiên cứu tiêu biểutrong số đó Đầu tiên, sẽ là những bài nghiên cứu xem xét truyền dẫn tỷ giá hối đoáilên chỉ số giá cả trong nước Bởi vì một phần quan trọng khi nghiên cứu về ERPT làvấn đề truyền dẫn theo chuỗi giá cả, phần này cũng điểm qua những nghiên cứu cógiá trị về khía cạnh này Tiếp đến, trình bày những nghiên cứu về mối quan hệ giữaERPT và chính sách tiền tệ Phần cuối là những bài nghiên cứu cùng chủ đề ở ViệtNam thời gian gần đây

2.1.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá cả trong nước

Có ít nhất hai kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá cả trong nước, đó làkênh trực tiếp và kênh gián tiếp:

Kênh trực tiếp: Những thay đổi trong tỷ giá hối đoái được truyền dẫn vào giá tiêu

dùng thông qua những thay đổi trong giá nhập khẩu của hàng hóa trung gian vàhàng hóa cuối cùng Khi nội tệ giảm giá, giá của hàng hóa nhập khẩu tính bằng nội

tệ sẽ tăng lên Trong trường hợp hàng hóa trung gian được nhập khẩu, giá tăng sẽlàm tăng chi phí sản xuất biên, từ đó dẫn đến giá cả hàng hóa tiêu dùng trong nướctăng

Kênh gián tiếp: sự giảm giá của đồng nội tệ ảnh hưởng đến xuất khẩu vì hàng hóa

trong nước sẽ trở nên rẻ hơn trên thị trường nước ngoài, làm tăng nhu cầu nước

ngoài đối với hàng hóa trong nước, dẫn đến áp lực làm tăng giá cả trong nước (hiệntượng này gọi là sự thay thế bên ngoài) Sự giảm giá của đồng nội tệ làm giá nhậpkhẩu của hàng hóa cuối cùng và hàng hóa trung gian tính bằng nội tệ tăng lên, làmtăng nhu cầu của hàng hóa thay thế trong nước, gây ra áp lực tăng giá của hàng hóathay thế trong nước (hiện tượng này gọi là sự thay thế bên trong).

Hai kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá cả trong nước được trình bày ở sơ

đồ sau đây:

Hình 2.1: Các kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái

Nguồn: Lafleche (1996)

Sụt giảm tỷ giá

Giá đầu vào

nhập khẩu tăng

Giá hàng hóanhập khẩu tăng

Nhu cầu nộiđịa đối vớihàng hóa nộiđịa tăng

Nhu cầu nướcngoài đối vớihàng hóa nộiđịa tăng

Chi phí sản xuất

tăng

Sản xuất hàng hóa thay thế

nội địa tăng

Giá tiêu dùng tăng

Các bài nghiên cứu, cả lý thuyết và thực nghiệm, về truyền dẫn tỷ giá hối đoái lênchỉ số giá cả được thực hiện cho nhiều quốc gia khác nhau, các ngành công nghiệpkhác nhau, dữ liệu khác nhau, mốc thời gian khác nhau, và cả những mô hìnhnghiên cứu khác nhau Nếu lấy yếu tố mô hình nghiên cứu làm tiêu chí để phânchia, có thể thấy rõ hai xu hướng: gồm các bài nghiên cứu dùng mô hình hồi quyđơn phương trình, và các bài nghiên cứu với mô hình hồi quy đa phương trình.

Hồi quy đơn phương trình

Từ năm 1989 đã có bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy đơn phương trình

để giải thích phản ứng của chỉ số giá nội địa trước những thay đổi trong tỷ giá (củaFeenstra (1989)) Tiếp đó, năm 2001, Choudhri và Hakura tiếp tục nghiên cứu vấn

đề này Hai tác giả thực hiện hồi quy bằng phương pháp ước lượng bình phương bénhất (OLS) và phương pháp bình phương bé nhất có trọng số (WLS)1 Đóng gópđáng kể của bài nghiên cứu là quy mô nghiên cứu rộng lớn (cho đến thời điểm bấygiờ), với dữ liệu thời gian dài (từ 1979 đến 2000) và mẫu gồm nhiều nước (71nước) bao gồm cả các nước công nghiệp và các nước đang phát triển Kết quả chothấy có mối quan hệ thuận chiều và có ý nghĩa giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá và tỷ

lệ lạm phát, mối quan hệ này càng chắc chắn khi các biến vĩ mô khác trong mô hìnhđược kiểm soát

Xây dựng phương trình hồi quy khác với Choudhri và Hakura (2001), Olivei(2002), khi nghiên cứu mức độ truyền dẫn tỷ giá lên giá nhập khẩu ở Mỹ cho giaiđoạn 1981 – 1999, đã chạy OLS2 cho kết quả thấy có sự giảm sút trong truyền dẫn

1 Với phương trình hồi quy gồm: biến phụ thuộc là sự truyền dẫn tỷ giá, các biến độc lập là tỷ lệ lạm phát trung bình, phương sai của lạm phát, phương sai của sự thay đổi tỷ giá và chỉ số nhập khẩu/ GDP.

2

Với phương trình hồi quy gồm: biến phụ thuộc là giá hàng hóa nhập khẩu (vào Mỹ), các biến độc lập là tổng hợp giá các yếu tố nguyên vật liệu nước ngoài được sử dụng trong quá trình sản xuất ra sản phẩm nhập khẩu, tỷ giá hối đoái, chỉ số giá của sản phẩm cạnh tranh và chi tiêu của người tiêu dùng cho sản phẩm nhập khẩu và sản phẩm cạnh tranh.

tỷ giá lên giá nhập khẩu trong thập kỷ gần đây ở hầu hết các ngành công nghiệp ởMỹ.

Cũng với phương pháp OLS, Campa và Goldberg (2002) nghiên cứu sự truyền dẫn

tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu của 25 quốc gia thuộc Tổ chức hợp tác và pháttriển kinh tế (OECD) từ năm 1975 đến 1999 Trong ngắn hạn, mức độ truyền dẫntrung bình ở các nước này là 0.61% và trong dài hạn là 0.77% Trong đó, Mỹ lànước có độ truyền dẫn thấp nhất trong khối OECD, xấp xỉ 0.26% trong ngắn hạn và0.41% trong dài hạn Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng đưa ra kết luận phù hợp với kếtquả của Choudhri và Hakura (2001): mức độ truyền dẫn tỷ giá là nhỏ hơn đối vớinhững nước có tỷ lệ lạm phát trung bình thấp và độ biến động tỷ giá nhỏ

Một nghiên cứu sử dụng mô hình đơn phương trình có thể kể đến nữa là củaCampa, Goldberg và Minguez (2005), nghiên cứu sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái vàogiá nhập khẩu ở khu vực châu Âu thông qua phân tích thực nghiệm trong suốt 15năm, và đưa ra kết luận ủng hộ nghiên cứu của mình trước đó (năm 2002), đó làtrong ngắn hạn, truyền dẫn tỷ giá có độ lớn cao (khoảng 0.66%), mức độ truyền dẫn

là khác nhau giữa các ngành công nghiệp và các quốc gia, còn trong dài hạn mức độtruyền dẫn cao hơn và gần bằng 1% Tuy nhiên, các tác giả vẫn chưa tìm thấy bằngchứng thuyết phục rằng sự ra đời của đồng Euro gây ra sự thay đổi trong mức độtruyền dẫn của tỷ giá vào giá cả

Hồi quy đa phương trình

Với lập luận cho rằng phương pháp hồi quy đơn phương trình gặp phải vấn đề khichỉ xem xét mối quan hệ một chiều từ tác động của các cú sốc bên ngoài (trong đó

có tỷ giá) lên mặt bằng giá cả, trong khi phớt lờ khả năng giá cả cũng có thể tácđộng ngược lại, nhiều nhà nghiên cứu đã dùng mô hình hồi quy đa phương trình đểthay thế Các bài nghiên cứu thuộc nhóm này đa số dùng mô hình véc tơ tự hồi quy(VAR) hoặc mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM), sử dụng hàm phản ứngxung (impulse response function), phân rã phương sai (variance decomposition) và

phân rã lịch sử (historical decomposition) để làm rõ mục tiêu nghiên cứu của mình,tiêu biểu như:

McCarthy (2000) dùng mô hình thực nghiệm là VAR nghiên cứu ERPT theo chuỗiphân phối giá tại 9 nền kinh tế phát triển cho thời kỳ hậu Bretton Woods (1976 –1998) Bài nghiên cứu tập trung vào tác động của cú sốc bên ngoài (gồm tỷ giá vàgiá nhập khẩu) lên các chỉ số giá cả, tầm quan trọng của các cú sốc này đối với lạmphát trong nước, đồng thời phân tích các yếu tố vĩ mô tác động lên sự truyền dẫn.Tác giả đi đến kết luận rằng cú sốc giá nhập khẩu có tác động lên lạm phát mạnhhơn cú sốc tỷ giá và truyền dẫn các cú sốc lên chỉ số giá tiêu dùng khá khiêm tốn ởcác nước

Đi theo hướng của Mc Carthy (2000), các nhà nghiên cứu Hufner và Schroder(2002), Hahn (2003) và Faruqee (2006) cùng nghiên cứu về ERPT cho khu vựcchâu Âu Mặc dù chuỗi thời gian và các biến xem xét khác nhau3, kết quả nghiêncứu đều có điểm chung là tác động của cú sốc tỷ giá lên giá cả ở khu vực châu Âu làkhá nhỏ, truyền dẫn trong ngắn hạn là thấp ở các mức giá và có khuynh hướng tăngtrong dài hạn.4

Cũng dùng VAR để phân tích, nghiên cứu của Ito và Sato (2006) có nhiều điểmmới: là một trong số ít các nghiên cứu về ERPT ở các nước Đông Á, và xét đến yếu

tố khủng hoảng kinh tế theo như gợi mở hướng nghiên cứu của McCarthy (2000)(cụ thể là tìm hiểu truyền dẫn thay đổi như thế nào khi các quốc gia chuyển từ chế

độ tỷ giá cố định trước khủng hoảng sang chế độ tỷ giá linh hoạt hơn sau khủnghoảng) Kết quả cho thấy mức độ truyền dẫn lên giá tiêu dùng nhìn chung là thấp,

3 Cụ thể: Hufner và Schroder (2002): giai đoạn 1981 – 2001, biến: giá dầu, tỷ giá hối đoái, giá nhập khẩu, chênh lệch sản lượng, lãi suất ngắn hạn, giá sản xuất, giá tiêu dùng; Hahn (2003): giai đoạn

1970 – 2002, biến: giá dầu, lãi suất, lổ hỗng sản lượng, tỷ giá, giá nhập khẩu, giá sản xuất, giá tiêu dùng; Faruqee (2006): giai đoạn 1990 – 2002, biến: tỷ giá, giá yếu tố đầu vào (tiền lương), giá thương mại (giá xuất khẩu và giá nhập khẩu), giá sản xuất, giá tiêu dùng.

4

Mức độ truyền dẫn cú sốc tỷ giá lên giá tiêu dùng: theo Hufner và Schroder (2002) là 0.08% sau 3 năm, theo Hahn (2003) là 0.16% sau 3 năm, theo Faruqee (2006) là 0.02% sau 18 tháng.

ngoại trừ Indonesia, cũng chỉ duy nhất Indonesia là truyền dẫn hoàn toàn cú sốc bênngoài từ giá sản xuất sang giá tiêu dùng, và sự truyền dẫn ở các nước là khá tươngđồng trước và sau khi thay đổi chính sách tỷ giá sau khủng hoảng.

Thêm một nghiên cứu tiêu biểu nữa là của Zorzi, Hahn và Sanchez (2007), đo lườngmức độ truyền dẫn tỷ giá lên giá cả trong nước bằng cách sử dụng VAR cho 12 thịtrường mới nổi ở châu Á, Mỹ La tinh, Trung và Tây Âu Dữ liệu theo quý từ 1975 –

2004 Kết quả: ở châu Âu, truyền dẫn vào giá tiêu dùng được tìm thấy là thấp sau cả

4 và 8 quý, mức độ truyền dẫn rất thấp ở Mỹ cả về giá nhập khẩu và giá tiêu dùng.Đặc biệt hơn, bài này đưa ra những bằng chứng một phần đi ngược lại với nhữnghiểu biết thông thường về ERPT (rằng truyền dẫn cú sốc tỷ giá lên giá nhập khẩu vàgiá tiêu dùng ở các nước mới nổi thì luôn luôn cao hơn ở các nước phát triển) đó là:đối với các nước mới nổi với lạm phát chỉ ở mức một con số (đa phần ở châu Á),truyền dẫn lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng được nhận thấy là nhỏ và không khácmấy mức độ truyền dẫn ở các nước phát triển

Như vậy, điểm qua các bài nghiên cứu có thể thấy nhiều điểm chung trongkết quả, như:

• Truyền dẫn cú sốc tỷ giá vào chỉ số giá cả là không hoàn toàn;

• Mức độ truyền dẫn là thấp trong ngắn hạn, cao hơn và gần giá trị 1 trong dàihạn;

• Truyền dẫn vào giá nhập khẩu nhanh hơn vào giá tiêu dùng;

• Mức độ truyền dẫn là khác nhau giữa các quốc gia và các ngành côngnghiệp;

• Có bằng chứng thống kê cho thấy nhiều quốc gia đang trải qua sự sụt giảmchung trong hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá trong hơn hai thập kỷ qua (Mishkin(2008));

• Có nhiều yếu tố tác động đến mức độ truyền dẫn tỷ giá, như:

(i) Môi trường lạm phát (truyền dẫn sẽ lớn trong môi trường lạm phát cao –Taylor (2000), Choudhri và Hakura (2001), Campa và Goldberg (2002),Zorzi, Hahn và Sanchez (2007));

(ii) Mức độ quốc gia phụ thuộc vào hàng nhập khẩu và độ biến động của tỷgiá và giá nhập khẩu (truyền dẫn sẽ lớn ở nước phụ thuộc nhiều vào hàngnhập khẩu và có tỷ giá cùng giá nhập khẩu ổn định – McCarthy (2000));(iii) Mức tự do hóa thương mại (truyền dẫn sẽ lớn ở nước tự do hóa thươngmại nhiều Tuy nhiên, nếu một nước có tỷ lệ lạm phát tỷ lệ nghịch với độ tự

do thương mại thì mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng cóthể biến động cùng chiều hoặc ngược chiều – Zorzi, Hahn và Sanchez(2007)),…

2.2.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái theo chuỗi giá cả

Truyền dẫn tỷ giá hối đoái dọc theo chuỗi giá cả, có thể hiểu là sự truyền dẫn tácđộng của các cú sốc tỷ giá hối đoái lên các giai đoạn giá khác nhau trong một chuỗigiá cả Các cú sốc này có thể tác động lên giá cả tại một giai đoạn một cách trựctiếp, và tác động gián tiếp thông qua các giai đoạn trước đó

Mặc dù có nhiều công trình nghiên cứu về ERPT, khá ít trong số đó phân tích ERPTqua chuỗi giá cả Một số nghiên cứu của McCarthy (2000), Hahn (2003), Faruqee(2006), Ito và Sato (2006) có phân tích vấn đề này, theo hướng tiếp cận là chuỗi giá

cả theo dây chuyền phân phối từ khu vực sản xuất đến khu vực tiêu dùng, tức là, cúsốc tỷ giá tác động trước hết vào giá nhập khẩu, sau đó truyền dẫn vào giá sản xuất

và cuối cùng là truyền dẫn vào giá tiêu dùng Mặc dù cỡ mẫu khác nhau, các tác giảkhi thực hiện hàm phản ứng xung và phân rã phương sai đều có chung một kết luận:hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá giảm dần theo chuỗi giá cả, cả về mức độ truyền dẫn lẫntốc độ truyền dẫn (nói cách khác, truyền dẫn tỷ giá nhanh và mạnh nhất lên giá nhậpkhẩu, tiếp đến là giá sản xuất, chậm và nhỏ nhất lên giá tiêu dùng); đồng thời, cúsốc tỷ giá đóng vai trò quan trọng nhất trong việc giải thích sự thay đổi của giá nhậpkhẩu, tiếp đến là giá sản xuất, và ít quan trọng đối với giá tiêu dùng Đơn cử như kết

quả thực nghiệm của Hahn (2003) khi nghiên cứu ERPT vào chuỗi giá cả ở ChâuÂu: cú sốc bên ngoài tác động làm giá nhập khẩu phi dầu mỏ ngay lập tức điềuchỉnh 0.2%, giá sản xuất thay đổi 0.1% sau 1 quý, giá tiêu dùng thay đổi 0.025%sau 1 quý; và sự thay đổi của tỷ giá giải thích 12% phương sai của giá nhập khẩuphi dầu mỏ, 5% phương sai của giá sản xuất và 3% phương sai của giá tiêu dùng.Nếu như các nghiên cứu kể trên tiếp cận chuỗi giá cả theo dây chuyền phân phối, thìnghiên cứu của Landau và Skydelny (2009) lại tiếp cận chuỗi giá cả theo quy trìnhsản xuất liên ngành Bài nghiên cứu đã cung cấp những quan sát sâu bên trong quátrình truyền dẫn cú sốc giá cả hàng hóa (giá hàng hóa năng lượng và giá hàng hóaphi năng lượng) và cú sốc tỷ giá lên giá cả các khu vực ngành khác nhau như thếnào Ý tưởng về truyền dẫn đi theo quy trình: cú sốc bên ngoài giá sản xuất hàngnăng lượng giá sản xuất hàng trung gian giá sản xuất hàng tiêu dùng giátiêu dùng (giá tiêu dùng hàng thực phẩm chế biến, giá tiêu dùng hàng phi nănglượng, giá tiêu dùng hàng dịch vụ) Kết quả thực nghiệm cho thấy cú sốc tỷ giá hốiđoái của đồng Euro không những có tác động trực tiếp lên hầu hết các chỉ số giátiêu dùng thành phần (giá tiêu dùng hàng thực phẩm chế biến, giá tiêu dùng hàngphi năng lượng, giá tiêu dùng hàng dịch vụ), mà còn tác động gián tiếp thông quacác chỉ số giá sản xuất thành phần (giá sản xuất hàng năng lượng, giá sản xuất hàngtrung gian, giá sản xuất hàng tiêu dùng) và một lần nữa cùng kết luận: truyền dẫn tỷgiá giảm dần dọc chuỗi giá cả5 Mặc dù nghiên cứu của Landau và Skudelny (2009)

đã thực sự đưa ra nhiều điểm mới trong hướng tiếp cận chuỗi giá cả, nhưng tác giả

16 quý, và giá tiêu dùng dịch vụ khoảng 0.8%.

chỉ mới dừng lại ở việc phân tích kỹ các chỉ số giá sản xuất thành phần, còn mốiliên kết giữa các nhóm chỉ số giá tiêu dùng thành phần chưa được xem xét.

Như vậy, trong số ít các bài nghiên cứu về ERPT theo chuỗi giá cả đều có chungmột kết luận: truyền dẫn tỷ giá giảm dần dọc chuỗi giá cả Lý giải cho điều này,Hahn (2003) lập luận là do:

(i) Yếu tố tỷ phần trong chỉ số giá chịu tác động bởi các cú sốc tương ứng (giá cảcàng ở giai đoạn sau trong chuỗi giá, thì tỷ phần trong đó bị tác động bởi các cú sốctương ứng càng nhỏ hơn, ví dụ như yếu tố thương mại (tradable) trong giá cả - yếu

tố dễ bị tác động bởi các cú sốc hơn yếu tố phi thương mại trong giá cả tradable) - là giảm dần dọc chuỗi giá; và:

(non-(ii) Yếu tố tích lũy độ trễ trong truyền dẫn không hoàn toàn qua nhiều giai đoạn (tức

số lượng giai đoạn phân phối càng nhiều, thì độ trễ của truyền dẫn đến các chỉ sốgiá cả ở các giai đoạn sau càng được tích lũy nhiều hơn nên tốc độ truyền dẫn chậmhơn, với giả định là truyền dẫn đa phần là không hoàn toàn)

2.3.Truyền dẫn tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ

Nhiều nghiên cứu trên thế giới đã cho thấy ERPT và chính sách tiền tệ có mối quan

hệ với nhau

Theo chiều thuận, hiệu ứng truyền dẫn thấp sẽ giúp quốc gia dễ dàng thực hiệnchính sách tiền tệ độc lập hơn Thật vậy, Choudhri và Hakura (2001) đã khẳng định:mức độ tác động của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá là một yếu tố quan trọng cầnxem xét khi lựa chọn một chính sách tiền tệ và tỷ giá hối đoái thích hợp cho từngnước Một mức độ truyền dẫn thấp của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá sẽ giúpmột quốc gia có nhiều cơ hội hơn để theo đuổi một chính sách tiền tệ độc lập Điềunày cũng giúp quốc gia đó dễ dàng triển khai chính sách lạm phát mục tiêu hơn sovới quốc gia có mức độ truyền dẫn lớn

Vậy ngược lại, hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá có phụ thuộc vào chính sách tiền tệ?Taylor (2000) nhận thấy những thay đổi trong hiệu ứng truyền dẫn có thể là donhững thay đổi trong chính sách tiền tệ Cụ thể hơn, tác giả khẳng định một chính

sách tiền tệ càng tập trung vào ổn định lạm phát, với mức độ lạm phát thấp sẽ làmgiảm đáng kể hiệu ứng truyền dẫn Trong bài nghiên cứu năm 2000 của mình, tácgiả đã lý giải mối quan hệ thuận chiều giữa lạm phát và mức độ truyền dẫn này theo

mô hình định giá của một công ty, dựa trên việc thiết lập giá so le (staggered pricesetting) và cạnh tranh độc quyền Bởi vì các công ty thiết lập giá trước một khoảngthời gian, nên nếu công ty nhận thấy việc chi phí gia tăng (do nội tệ giảm giá hay lý

do khác) trở nên dai dẳng hơn, công ty sẽ định giá cao hơn Một quốc gia với môitrường lạm phát cao hơn có khuynh hướng có chi phí dai dẳng hơn, do đó, môitrường lạm phát cao có khuynh hướng làm tăng truyền dẫn tỷ giá

Lý thuyết này đã nhận được sự đồng tình của đông đảo các nhà nghiên cứu sau này,như: Choudhri và Hakura (2001), Gagnon và Ihrig (2004)6, và Zorzi, Hahn vàSanchez (2007) Mishkin (2008), khi điểm qua tất cả các bài nghiên cứu trước đó,cũng nhận thấy mối tương quan giữa sự thay đổi tỷ giá và chỉ số giá cả là thấp quahai thập kỷ gần đây tại một nhóm các quốc gia đang theo đuổi chính sách tiền tệ ổnđịnh và có thể dự báo trước (stable and predictable monetary policies) Thậm chí là

ở các nước nơi trước đây cho thấy mối tương quan cao giữa lạm phát và cú sốc tỷgiá, cũng đã trải qua việc giảm hiệu ứng truyền dẫn đáng kể, khi cải thiện các chínhsách tiền tệ của mình Gagnon và Ihrig (2004) lý giải rõ hơn là do khi các công tymong đợi các nhà điều hành chính sách tiền tệ hành động mạnh mẽ để ổn định tỷ lệlạm phát nội địa, thì các công ty này ít có khuynh hướng thay đổi giá cả trước một

cú sốc tỷ giá hối đoái

6

Gagnon và Ihrig (2004) tìm thấy bằng chứng chứng tỏ hành vi chính sách tiền tệ cũng là một yếu

tố làm giảm ERPT khi đo lường tác động truyền dẫn lên giá tiêu dùng cho 20 nước công nghiệp từ giai đoạn 1971 – 2003 Mức độ truyền dẫn trung bình của toàn giai đoạn là 0.23 Tuy nhiên, khi tác giả chia mẫu làm hai giai đoạn nhỏ, khi các nước chuyển sang điều hành chính sách tiền tệ tập trung mạnh vào ổn định lạm phát, thì nhận thấy mức độ truyền dẫn giảm đáng kể Cụ thể, mức độ truyền dẫn cho giai đoạn ban đầu là 0.16, đến giai đoạn thứ hai là 0.05.

Ngoài ra, nhiều nhà nghiên cứu đã phân tích mối quan hệ giữa ERPT và lạm phátmục tiêu – một trong những chính sách tiền tệ đang được quan tâm hiện nay, nhưMishkin và Hebbel (2007), Coulibaly và Kempf (2010) Hai nghiên cứu này đều đitheo hướng so sánh ERPT ở các nước đã áp dụng và các nước chưa áp dụng chínhsách lạm phát mục tiêu7, và một lần nữa khẳng định, việc áp dụng lạm phát mục tiêu

đã giúp làm giảm tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái lên giá cả trong nước(nghiên cứu của Coulibalyvà Kempf (2010) còn làm rõ việc giảm truyền dẫn lên cả

ba loại chỉ số giá chính mà nhóm tác giả xem xét là chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giásản xuất và chỉ số giá tiêu dùng từ mức cao xuống mức thấp hơn nhưng vẫn còn sailệch đáng kể so với mức 0 sau khi quốc gia theo đuổi lạm phát mục tiêu) Nguyênnhân là do các nhà sản xuất và phân phối khi biết Chính phủ thực thi chính sách lạmphát mục tiêu thì sẽ e ngại hơn trong việc điều chỉnh tăng giá bán sản phẩm, mà thayvào đó họ chấp nhận giảm lợi nhuận biên (trong một giới hạn nhất định) của mình dùđồng tiền nội địa có bị điều chỉnh mất giá

Tại Việt Nam, trong những năm gần đây cũng có một số nghiên cứu vềtruyền dẫn tỷ giá hối đoái, có thể kể đến như: Võ Văn Minh (2009), Bạch ThịPhương Thảo (2011), Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012), Nguyễn Thị Ngọc Trang

và Lục Văn Cường (2012), Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013)… Hầu hếtcác bài nghiên cứu này sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy và mô hình véc tơ hiệuchỉnh sai số Kết quả thực nghiệm không khác nhau đáng kể Các kết quả đáng chú

ý trong một số bài bài nghiên cứu trong thời gian gần đây như sau:

Bạch Thị Phương Thảo (2011) phân tích truyền dẫn cú sốc tỷ giá vào ba chỉ số giánhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng ở Việt Nam Đồng thời, tác giả đã tổngquan hóa được thực trạng biến động tỷ giá hối đoái, các chỉ số giá và lạm phát tại

Việt Nam từ 2001 đến 2011 và liệt kê nhiều nguyên nhân có khả năng ảnh hưởngđến mức độ lạm phát cao ở Việt Nam trong những năm trở lại đây.

Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012) nghiên cứu sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào cácchỉ số giá ở Việt Nam, đồng thời xem xét các yếu tố tác động đến độ lớn của truyềndẫn tỷ giá hối đoái, như: (1) quy mô nền kinh tế, (2) độ mở nền kinh tế, (3) mức độbất ổn tỷ giá hối đoái, (4) cú sốc dai dẳng của tỷ giá hối đoái, (5) mức độ bất ổntổng cầu, (6) lạm phát lâu dài và (7) môi trường chính sách tiền tệ Giai đoạn nghiêncứu bắt đầu từ quý 1 năm 2001 đến quý 4 năm 2011 Kết quả cho thấy mức độtruyền dẫn giảm dọc theo chuỗi giá cả, sử dụng hệ số tương quan thứ hạngSpearman cho thấy môi trường chính sách tiền tệ, mà đại diện là cung tiền M2 cótương quan cùng chiều với độ lớn truyền dẫn

Nguyễn Thị Ngọc Trang và Lục Văn Cường (2012), bên cạnh việc xem xét sựtruyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả, còn nghiên cứu xem sự truyền dẫn này có bấtcân xứng hay không – điều mà các nghiên cứu trước đây chưa đề cập đến Các tácgiả đã nghiên cứu qua hai giai đoạn truyền dẫn: giai đoạn 1 là sự truyền dẫn từ tỷgiá hối đoái vào giá nhập khẩu, giai đoạn 2 là sự truyền dẫn từ tỷ giá và giá nhậpkhẩu vào giá nội địa Các kết quả về mức độ truyền dẫn phù hợp với nghiên cứu củaTrần Ngọc Thơ và cộng sự (2012) và Bạch Thị Phương Thảo (2011) Về tính bấtcân xứng, bài nghiên cứu phát hiện rằng không có sự truyền dẫn bất cân xứng từ tỷgiá hối đoái danh nghĩa hiệu lực đến chỉ số giá nhập khẩu khi có sự biến động lớn

và biến động nhỏ trong tỷ giá hối đoái

Mở rộng hướng nghiên cứu hơn, Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) tìmhiểu về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam qua hai giai đoạn trước vàsau khi Việt Nam gia nhập WTO, tiếp cận theo mô hình SVAR Chính sách tiền tệđược phân tích qua hai kênh truyền dẫn, đó là kênh truyền dẫn lãi suất và kênhtruyền dẫn tỷ giá hối đoái Kết quả cho thấy kênh lãi suất tạo ra phản ứng trễ đối vớibiến lạm phát trong khi tỷ giá hối đoái lại có phản ứng ngay tức thì, từ đó có thể kếtluận lạm phát ở Việt Nam nhạy cảm hơn đối với kênh tỷ giá hối đoái

3.Phương pháp nghiên cứu

Như cơ sở lý thuyết đã trình bày, có hai phương pháp thường được sử dụng trongcác nghiên cứu đo lường mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát, đó là hồi quyđơn phương trình và hồi quy đa phương trình Tuy nhiên, phương pháp hồi quy đơnphương trình gặp phải vấn đề khi chỉ xem xét mối quan hệ một chiều từ tác độngcủa các cú sốc bên ngoài (trong đó có tỷ giá) lên mặt bằng giá cả, trong khi phớt lờkhả năng giá cả cũng có thể tác động ngược lại, từ đó, phương pháp hồi quy đaphương trình, cụ thể là VAR trở nên phổ biến hơn trong các nghiên cứu về truyềndẫn tỷ giá hối đoái Do đó, luận văn này cũng sử dụng mô hình VAR để giải đáp chomục tiêu nghiên cứu đã đề ra

3.1.Tìm hiểu về VAR

Mô hình VAR được Chrishtopher H Sims nêu ra lần đầu vào năm 1980 Mô hìnhđưa ra để phản biện một số giả định trong việc sử dụng mô hình nhiều phương trình,trong đó giả định then chốt là việc tồn tại các biến ngoại sinh Theo Sims, các yếu tố

vĩ mô luôn tác động qua lại lẫn nhau, do đó không thể phân biệt biến nào là ngoạisinh và biến nào là nội sinh Từ đó, ông đề xuất mô hình VAR - mô hình nhiều biến

số mà trong đó các biến số đều đóng vai trò như nhau - đều là biến nội sinh

Mô hình VAR dạng rút gọn (basic VAR hay reduced-form VAR)

Mô hình VAR dạng rút gọn với hai biến và trễ một bước có dạng:

y1t= a10+ a11y1(1-t)+ a12y2(t-1)+ 1t

y2t= a20+ a21y1(t-1)+ a22y2(t-1)+ 2t

Trong đó, y1t, y2t là các chuỗi dừng, các sai số ngẫu nhiên 1t, 2tlà các nhiễu trắng

và không tương quan với nhau

Hệ phương trình trên có thể viết dưới dạng ma trận :

Yt= A0 + A1Yt-1+ t

Với :A0= a

Suy ra, mô hình VAR dạng rút gọn tổng quát với m biến và độ trễ p bước được viếtdưới dạng ma trận:

Yt= A0 + A1Yt-1+ + ApYt-p+ t (1)

Trong đó : Yt= (Y1t, …, Ymt) ; A0: ma trận cấp mx1 ; A1,…Ap: ma trận cấp mxm

Có thể thấy rằng mô hình này không có vấn đề về tính nội sinh của các biến giảithích, nên phương pháp bình phương bé nhất (OLS) sẽ được áp dụng để ước lượngcác hệ số trong mô hình

Tuy nhiên, mô hình VAR rút gọn cho rằng một biến chỉ chịu tác động của độ trễ củachính nó và độ trễ của biến khác trong quá khứ và giả định không chịu tác động bởicác biến khác tại thời điểm t Điều này thực sự chưa hợp lý theo các lý thuyết kinh

tế, ví dụ như chỉ số giá không những phụ thuộc vào biến động tỷ giá hối đoái trongquá khứ, mà còn phụ thuộc vào biến động tỷ giá hối đoái ở thời điểm hiện tại Từ

đó, mô hình VAR cấu trúc khắc phục hạn chế này

Mô hình VAR cấu trúc (Structural VAR)

Mô hình VAR cấu trúc với hai biến và trễ một bước có dạng:

Trong mô hình này, dễ nhận thấy có tồn tại mối quan hệ tương quan giữa biến giảithích và sai số ngẫu nhiên trong mỗi phương trình, nên việc áp dụng OLS là khôngphù hợp Do đó, đòi hỏi phải biến đổi về mô hình VAR dạng rút gọn (reduced-formVAR) có dạng như đã trình bày phần trên.

Định dạng SVAR

Để xử lý vấn đề định dạng cho SVAR, nhiều công trình nghiên cứu đã đề xuất cáccách tiếp cận theo hướng đưa thêm các ràng buộc cho mô hình, để có thể bóc táchphần dư utvề các t Dưới đây xin liệt kê một cách tiếp cận là phân rã Cholesky:

Sims là người đầu tiên đưa ra phương pháp gọi là phân rã Cholesky, nếu mô hìnhSVAR ban đầu có dạng đệ quy (recusive VAR), tức là ràng buộc thứ tự của các biếntrong mô hình, các biến Yttrong mô hình có thể sắp xếp theo thứ tự: Y1tkhông phụthuộc vào Y2t,…Ypt; sau đó Y2tlại không phụ thuộc vào Y3t,… Ypt;…

Việc thực hiện sắp xếp thứ tự khác nhau thì các kết quả thu được nói chung sẽ khácnhau Do đó, để có được cách xếp thứ tự phù hợp thông thường được dựa trên nềntảng lý thuyết kinh tế

Ứng dụng của VAR

VAR hiện trở thành một công cụ quan trọng và được sử dụng rộng rãi, đặc biệt làtrong các bài toán liên quan đến các biến kinh tế vĩ mô, trong các khía cạnh như:

- Dự báo, đặc biệt là dự báo trung hạn và dài hạn

- Phân tích cơ chế truyền tải cú sốc

Nếu mục đích nghiên cứu là dự báo thì có thể sử dụng VAR dạng rút gọn form VAR) Để phân tích cơ chế truyền tải cú sốc thì phải thực hiện hàm phản ứngxung và phân rã phương sai Việc tính toán này lại cần đến ước lượng của các tham

(Reduced-số trong mô hình VAR dạng cấu trúc (SVAR)

3.2.Mô hình nghiên cứu

Trong luận văn này, các biến được lựa chọn cho mô hình dựa theo đa số các nghiêncứu trong và ngoài nước trước đây (McCarthy (2000), Ito và Sato (2006), Bạch ThịPhương Thảo (2011),…), cụ thể như sau:

Yt= ( Oilt, Output Gapt, Mt, NEERt, IMPt, PPIt, CPIt)

Trong đó:

- Oil: giá dầu thế giới đại diện cho cú sốc phía cung

- Output Gap: chênh lệch sản lượng đại diện cho cú sốc phía cầu

- M: cung tiền rộng (M2) đại diện cho cú sốc chính sách tiền tệ8

- NEER: tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực đại diện cho cú sốc tỷ giá hối đoái

- IMP, PPI, CPI: lần lượt là chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giá sản xuất và chỉ sốgiá tiêu dùng CPI được đưa vào mô hình nhằm đại diện cho lạm phát trongnước Việc thêm vào các biến chỉ số giá IMP, PPI và CPI nhằm để ước lượngtác động của các cú sốc lên các chỉ số giá cả theo chuỗi phân phối từ giaiđoạn nhập khẩu đến giai đoạn bán lẻ

- : sai phân bậc nhất

8 Để đại diện cho cú sốc chính sách tiền tệ, McCarthy (2000), Hahn (2003) hay Zori, Hahn và Sanchez (2007) sử dụng biến lãi suất ngắn hạn, trong khi Ito và Sato (2006) lại sử dụng biến cung tiền Tại Việt Nam, nghiên cứu của Nguyễn Thị Liên Hoa và Trần Đặng Dũng (2013) đã kết luận rằng cú sốc trong cung tiền có ảnh hưởng lớn đến lạm phát, trong khi cú sốc lãi suất gây tác động không đáng kể Chính vì vậy, tác giả lựa chọn biến cung tiền làm đại diện cho cú sốc chính sách tiền tệ trong luận văn này.

Mô hình VAR rút gọn cho 7 biến được viết dưới dạng:

Y t= c + A(L)Yt-1 + u t (4)

Với: c là véc tơ (7x1) hằng số;

A(L) là ma trận đa thức trễ với độ trễ mô hình là p;

u là véc tơ (7x1) của phần dư rút gọn với ma trận phương sai – hiệp phươngsai Ω

Để tạo các cú sốc cấu trúc, phân rã Cholesky với ma trận Ω sẽ được sử dụng Thứ tựCholesky được xác định dựa trên những giả định sau đây:

- Biến giá dầu được đặt đầu tiên, bởi những biến động của giá dầu hầu nhưkhông chịu tác động tức thời của các cú sốc nào khác, trong khi lại có thểảnh hưởng đến tất cả các biến số khác cùng lúc (vì Việt Nam không phải lànước sản xuất dầu có tác động đến thị trường dầu thế giới)

- Biến chênh lệch sản lượng được đặt ở vị trí thứ hai, bởi có thể chịu tác độngtức thời bởi chỉ mình cú sốc giá dầu, trong khi lại có tác động tức thời lên cácbiến khác (ngoại trừ giá dầu)

- Biến cung tiền được đặt ở vị trí thứ ba, bởi có thể chịu tác động tức thờitrước cú sốc cung và cú sốc cầu Ở đây giả định rằng, chính sách tiền tệkhông phản ứng tức thời trước cú sốc giá cả, mà ngược lại, chính sách tiền tệtác động tức thời lên các biến giá cả.9

- Biến tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực được đặt ở vị trí thứ tư, hàm ý rằng

tỷ giá phản ứng tức thời trước cú sốc cung, cú sốc cầu và cú sốc chính sách

9

McCarthy (2000) đặt biến cú sốc chính sách tiền tệ ở vị trí cuối cùng trong chuỗi các biến số, với lập luận cho rằng chính sách tiền tệ có phản ứng tức thời trước sự thay đổi trong lạm phát Trong khi Hahn (2003), Ito và Sato (2006) lại đặt biến cú sốc chính sách tiền tệ đứng trước biến giá cả, vì cho rằng chính sách tiền tệ không có phản ứng tức thời trước sự thay đổi trong lạm phát thực tế, mà

là trước lạm phát kỳ vọng Tuy nhiên, việc đặt thứ tự cho biến cung tiền trong nghiên cứu không ảnh hưởng lớn đến kết quả nghiên cứu (được minh chứng qua kiểm định robustness, trình bày tại mục 4.4)

tiền tệ, và không phải cú sốc giá cả Cú sốc tỷ giá được giả định có tác độngtức thời lên chỉ riêng các chỉ số giá cả.

- Các biến chỉ số giá cả được đặt ở vị trí cuối cùng, với giả định rằng giá cảchịu tác động tức thời của cả bốn cú sốc (cú sốc cung, cầu, chính sách tiền tệ

và tỷ giá), nhưng không có tác động tức thời lên các biến này Chỉ số giánhập khẩu được đặt trước chỉ số giá sản xuất, rồi đến chỉ số giá tiêu dùng làtheo thứ tự quy trình phân phối trong chuỗi giá cả

Với những giả định trên, mối quan hệ giữa phần dư VAR dạng rút gọn (ut) và sai sốcấu trúc ( t) được viết như sau:

: cú sốc giá sản xuất: cú sốc giá tiêu dùngCác kết quả ở ma trận tam giác bên dưới S ngụ ý rằng một số cú sốc cấu trúc không

có tác động tức thời đến một số biến nội sinh, căn cứ vào trật tự sắp xếp của cácbiến nội sinh

Để phân tích phản ứng của giá cả với cú sốc NEER, đánh giá mức độ truyền dẫn tỷgiá hối đoái được thực hiện bằng cách tiêu chuẩn hóa những phản ứng giá với cúsốc NEER bởi phản ứng tương ứng của NEER với cú sốc của chính nó Độ co giãntruyền dẫn tỷ giá hối đoái được xác định bằng công thức10:

3.3.Mô tả dữ liệu

Trong nghiên cứu này, chuỗi dữ liệu được sử dụng theo tháng, từ tháng 1 năm 2001đến tháng 12 năm 2012 Dưới đây là bảng tổng hợp mô tả dữ liệu cho từng biến:Oil : Giá dầu thế giới Đơn vị: $USD/ thùng Được hiệu chỉnh mùa vụ

bằng công cụ Census X12, và lấy logarit cơ số tự nhiên

Nguồn : IMF

Output Gap : Chênh lệch sản lượng, là chênh lệch giữa sản lượng sản xuất công

nghiệp thực tế và sản lượng sản xuất công nghiệp tiềm năng

Chênh lệch sản lượng được tính toán bằng cách sử dụng bộ lọc HP(Hodrick-Prescott) đối với chuỗi dữ liệu sản lượng sản xuất côngnghiệp Việt Nam, sau khi đã hiệu chỉnh mùa vụ bằng công cụ CensusX12 và lấy logarit cơ số tự nhiên

10

Theo Leigh và Rossi (2002)

Nguồn: tính toán từ dữ liệu của GSO11

M : Cung tiền rộng M2 của Việt Nam, được hiệu chỉnh mùa vụ bằng

công cụ Census X12, và lấy logarit cơ số tự nhiên

Nguồn : IFS – IMF

NEER : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực, được tính bằng một rổ tỷ giá

của 20 nước có lượng giao dịch thương mại (cả xuất khẩu và nhậpkhẩu) lớn nhất với Việt Nam, theo thứ tự đó là: Trung Quốc, Nhật,

Mỹ, Hàn Quốc, Singapore, Thái Lan, Úc, Malaysia, Đức, HồngKông, Indonesia, Pháp, Anh, Ấn Độ, Hà Lan, Phillipin, Ý, Thụy Sĩ,Nga và Bỉ

Công thức được sử dụng để tính NEER như sau:12

Trong đó:

- t: thời gian theo tháng, từ tháng 1/2001 đến 12/2012

- n = 20: số lượng các đối tác thương mại chính của Việt Nam

- ejt: tỷ số giữa tỷ giá danh nghĩa của đồng tiền nước j so vớiVND tại thời điểm t với tỷ giá danh nghĩa của đồng tiền nước j

so với VND tại thời điểm gốc (tháng 1/2001) Tỷ giá ở đâycũng được tính là số VND cần có để đổi lấy 1 đơn vị tiền tệnước j, được tính qua trung gian là tỷ giá VND/USD

11

Kể từ tháng 7/2011, GSO không công bố giá trị sản xuất công nghiệp (đơn vị: VND) nữa, mà thay vào đó là chỉ số sản xuất công nghiệp (dưới dạng % tăng so với kỳ gốc) Do đó, người viết tạm tính giá trị sản xuất công nghiệp kể từ tháng 7/2011 về sau với biểu thức: giá trị sản xuất công nghiệp tháng hiện tại = giá trị sản xuất công nghiệp tháng trước x tốc độ tăng chỉ số giá sản xuất công nghiệp giữa tháng hiện tại so với tháng trước.

12

Theo cách tính toán trong bài thì NEER tăng là biểu thị sự mất giá của VND Công thức được tham khảo từ Nguyễn Thị Thu Hằng và cộng sự (2010).

- wjt: tỷ trọng thương mại của các đối tác

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực được hiệu chỉnh mùa vụ bằngcông cụ Census X12, và lấy logarit cơ số tự nhiên

Nguồn: tính toán của tác giả từ dữ liệu IFS - IMF và GSO

(Phụ lục 1)

IMP : Chỉ số giá nhập khẩu (tháng 1/2001 = 100), được hiệu chỉnh mùa vụ

bằng công cụ Census X12, và lấy logarit cơ số tự nhiên

Nguồn: GSO

PPI : Chỉ số giá sản xuất (tháng 1/2001 = 100) Tại Việt Nam, chỉ số giá

sản xuất không được công bố, mà thay vào đó là chỉ số giá bán sảnphẩm của người sản xuất hàng công nghiệp và chỉ số giá bán sảnphẩm của người sản xuất hàng nông, lâm, thủy sản Do đó, tác giảtính toán chỉ số giá sản xuất bằng cách lấy trung bình cộng giữa haichỉ số này

Chuỗi dữ liệu chỉ được thống kê theo quý, do đó người viết sử dụngphương pháp nội suy để tính toán dữ liệu theo tháng13

Chỉ số giá sản xuất được hiệu chỉnh mùa vụ bằng công cụ CensusX12, và lấy logarit cơ số tự nhiên

Nguồn: GSO

CPI : Chỉ số giá tiêu dùng (tháng 1/2001 = 100), được hiệu chỉnh mùa vụ

bằng công cụ Census X12, và lấy logarit cơ số tự nhiên

Nguồn: GSO

13

Phương pháp nội suy được tham khảo từ bài viết How Economists Convert Quarterly Data Into

Monthly: Cubic Spline Interpolation ( Chamberlain (nd))

3.4.Xác định điểm gãy cấu trúc

Để giải đáp mục tiêu nghiên cứu là tìm hiểu mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá vàđiều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt Nam, luận văn tham khảohướng nghiên cứu của Gagnon và Ihrig (2004), hay Coulibaly và Kempf (2010).Theo đó, lựa chọn mốc thời gian để tách dữ liệu làm hai mẫu với hai kỳ nghiên cứukhác nhau, và tiến hành so sánh mức độ và độ trễ truyền dẫn tỷ giá ở hai kỳ nghiêncứu này Mốc thời gian được xác định khi quốc gia chuyển sang chính sách tiền tệtập trung mạnh vào kiểm soát lạm phát/ lạm phát mục tiêu (hoặc ngược lại)

Đối với Việt Nam, vì chưa áp dụng lạm phát mục tiêu, trong khi chính sách tiền tệlại đeo đuổi quá nhiều mục tiêu14, do đó, việc xác định mốc thời gian để tách dữ liệudựa vào quan sát thực tiễn chuyển biến chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát là khóthực hiện Tuy nhiên, hiệu quả của chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát được phảnánh qua thực tiễn lạm phát Vì vậy, tác giả dựa trên thực tiễn lạm phát Việt Nam từtháng 1/2001 đến tháng 12/2012 và cho rằng điểm gãy có thể vào tháng 1/2007 (tỷ

lệ lạm phát: 6.426%, là thời điểm Việt Nam gia nhập WTO) hoặc tháng 11/2007 (tỷ

lệ lạm phát: 10.037%, thời điểm lạm phát bắt đầu vượt mốc hai con số so với giaiđoạn trước tỷ lệ lạm phát chỉ dưới 10%)

14

Chính sách tiền tệ ở Việt Nam thời gian qua là chính sách tiền tệ đa mục tiêu Việt Nam kỳ vọng vừa đẩy nhanh tốc độ tăng trưởng, vừa kiểm soát giá cả – lạm phát, vừa ổn định tiền tệ (Ủy ban Kinh tế Quốc hội và UNDP Việt Nam (2012))

Hình 3.1: Diễn biến lạm phát của Việt Nam từ tháng 1/2001 đến tháng 12/2012

Đơn vị: %.

Nguồn: GSO

Điểm xác định điểm gãy cấu trúc, tác giả tiến hành chạy mô hình VAR giai đoạn từtháng 1/2001 - tháng 12/2012 với biến giả Dummy và sử dụng kiểm địnhLikelihood Ratio (LR) được đề xuất bởi Sims (1980)

Mô hình VAR với biến giả Dummy có dạng:

Để kiểm định cho giả thuyết Ho: b=0 (không có điểm gãy cấu trúc), kiểm định LR

được sử dụng15:

LR = (T – m)(log Ω1 - log Ω2 )

Trong đó :

- T: tổng số quan sát trong mô hình

- m: tổng các thông số được ước lượng trong mô hình VAR có dạng (5)

(m = độ trễ * số biến nội sinh + số chặn + số biến giả)

- Ω1: định thức của ma trận phương sai – hiệp phương sai của phần dư môhình VAR có dạng (4)

- Ω2: định thức của ma trận phương sai – hiệp phương sai của phần dư môhình VAR có dạng (5)

Kiểm định LR theo phân phối chuẩn Chi bình phương, với số bậc tự do (df) tương đương với tổng số hạn chế được kiểm định (df = số biến giả * số phương trình).

Trước khi tiến hành chạy mô hình VAR dạng (4) và mô hình VAR dạng (5) để xácđịnh các thông số Ω1, Ω2, các kiểm định ban đầu được thực hiện Kiểm định nghiệmđơn vị theo phương pháp Augmented Dickey-Fuller (ADF) cho thấy chuỗi dữ liệu

từ tháng 1/2001 – tháng 12/2012 dừng tại chuỗi gốc đối với Output Gap, và dừng tại

chuỗi sai phân bậc nhất đối với các biến còn lại (phụ lục 2) Kiểm định chọn độ trễ

theo tiêu chí Likelihood Ratio (LR), Akaike Information Criterion (AIC), SchowarzInformation Criterion (SC) cho kết quả không thống nhất, vì thế tác giả tiếp tụckiểm định tính tự tương quan của phần dư trong mô hình theo kiểm định nhân tửLagrange (LM), kết quả cho thấy tính tự tương quan phần dư sẽ bị loại bỏ khi tăng

độ trễ lên 6, do đó, 6 là độ trễ tối ưu mô hình (phụ lục 3) Kiểm định AR Roots cho thấy độ ổn định của mô hình khi các nghiệm đều nằm trong giá trị +/-1 (phụ lục 4).

Như vậy, VAR giai đoạn tháng 1/2001 – tháng 12/2012 được ước lượng với biến

15

Tham khảo từ Eviews 6 User’s Guide II, Chapter 34 - Vector Autoregression and Error

Correction Models, pp 349

Output Gap ở chuỗi gốc và các biến Oil, M, NEER, IMP, PPI và CPI ở chuỗi saiphân bậc nhất.

Kết quả kiểm định LR như sau:

Bảng 3.1 : Kết quả kiểm định LR Điểm gãy Các thông số Chi-squared(df) P-value Kết luận

Nguồn: Tính toán của tác giả từ phần mềm thống kê

Kiểm định LR cho thấy điểm gãy cấu trúc tại tháng 1/2007 và điểm gãy cấu trúc tạitháng 11/2007 đều có ý nghĩa thống kê Tuy nhiên, căn cứ vào giá trị p-value vàdiễn biến lạm phát cả giai đoạn 1/2001 – 12/2012, tác giả lựa chọn điểm gãy tạitháng 11/2007 để tách dữ liệu Điểm gãy tháng 11/2007 cũng là thời điểm sau khiViệt Nam gia nhập WTO với độ trễ nhất định, khi quá trình hội nhập quốc tế và tự

do hóa tài chính diễn ra mạnh mẽ trong khi nền tảng kinh tế vĩ mô còn lỏng lẽo,khiến chính sách tiền tệ bắt đầu lộ rõ bất ổn

Như vậy, mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá và chính sách tiền tệ kiểm soát lạmphát tại Việt Nam sẽ được kiểm định thông qua ước lượng mô hình VAR 7 biến quahai mẫu nhỏ, để có thể so sánh giữa hai thời kỳ Mẫu thứ nhất gồm các quan sát từtháng 1/2001 đến tháng 10/2007 Mẫu thứ hai gồm các quan sát từ tháng 11/2007đến tháng 12/2012

Như cơ sở lý thuyết đã trình bày, vì giai đoạn từ tháng 11/2007 – 12/2012 lạm phátbiến động mạnh so với giai đoạn từ 1/2001 – 10/2007, tác giả mong đợi có sự giatăng trong mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên các chỉ số giá cả tại giai đoạn sau

so với giai đoạn trước, đồng thời mong đợi mức độ truyền dẫn giảm dần dọc theochuỗi giá cả ở cả hai giai đoạn