NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC LÊN SẢN LƯỢNG VÀ LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM.PDF

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH  HOÀNG ANH QUỐC NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC LÊN SẢN LƯỢNG VÀ LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH



HOÀNG ANH QUỐC

NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC

LÊN SẢN LƢỢNG VÀ LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

TP.HỒ CHÍ MINH - Năm 2013

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH



HOÀNG ANH QUỐC

NGHIÊN CỨU TÁC ĐỘNG CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI THỰC

LÊN SẢN LƯỢNG VÀ LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

Chuyên ngành: Tài chính-Ngân Hàng

Mã số: 60340201

LUẬN VĂN THẠC SỸ KINH TẾ

Người hướng dẫn khoa học: PGS.TS LÊ THỊ LANH

TP.HỒ CHÍ MINH - Năm 2013

Trước hết tôi xin chân thành cảm ơn Cô Lê Thị Lanh đã tận tình hướng dẫn và đóng góp ý kiến quý báu cho tôi trong quá trình hoàn thành luận văn này Tôi xin chân thành cảm ơn các Thầy Cô trường Đại Học Kinh Tế nói chung và các Thầy Cô khoa Tài Chính Doanh Nghiệp nói riêng đã nhiệt tình giảng dạy tôi trong thời gian học tập tại trường

Tôi cũng xin cảm ơn các bạn, anh chị học viên lớp cao học Tài chính doanh nghiệp Đêm 4 Khóa 19 đã giúp đỡ, sẻ chia kiến thức cũng như thông tin bổ ích

để tôi có thể hoàn thành khóa học và cả luận văn này

Sau cùng tôi xin cảm ơn các thành viên trong gia đình, bạn bè và đồng nghiệp

đã tạo điều kiện tốt nhất để tôi có thể hoàn thành khóa học

Chân thành cảm ơn!

Tác giả: HOÀNG ANH QUỐC

Tôi xin cam đoan bản luận văn là công trình nghiên cứu khoa học độc lập của tôi với sự hướng dẫn của Cô Lê Thị Lanh Các số liệu, kết quả được đề cập trong luận văn đều được dẫn nguồn và có độ chính xác cao nhất trong giới hạn

sự hiểu biết của tôi Tôi xin hoàn toàn chịu trách nhiệm về những cam kết của mình

TP.HCM, ngày 27 tháng 09 năm 2013 TÁC GIẢ LUẬN VĂN

Từ viết tắt Tiếng Anh Tiếng Việt

ADF Augmented Dickey Fuller

ASEAN Association of Southeast Asian Hiệp hội các quốc gia Đông Nam Á

Nations CPI Consummer Price Index Chỉ số giá tiêu dùng

GDP Gross Domestic Product Tổng sản phẩm quốc nội

IMF International Monetary Fund Quỹ tiền tệ quốc tế

IRF Impulse Respone Funtion Hàm phản ứng đẩy

LCPI Log consumer Price Index Logarit chỉ số giá tiêu dùng

LIO Log industrial output Logarit sản lượng công nghiệp LRER Log real exchange rate Logarit tỷ giá hối đoái thực

OLS Ordinary Least Square Phương pháp bình phương nhỏ nhất

PP Phillips Perron

PPP Purchasing Power Parity Ngang giá sức mua

RER Real exchange rate Tỷ giá hối đoái thực song phương

USINT United State Interest Lãi suất trái phiếu Mỹ

VAR Vecto Auto Regression Tự hồi quy vectơ

VECM Vectơ Error Correction Model Mô hình hiệu chỉnh Vectơ

WTO World Trade Orgnarization Tổ chức thương mại thế giới

1 GIỚI THIỆU 2

1.1 Lý do chọn đề tài 2

1.2 Mục tiêu nghiên cứu: 3

1.3 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu 3

1.3.1 Đối tượng nghiên cứu 3

1.3.2 Phạm vi nghiên cứu 3

1.4 Phương pháp nghiên cứu 3

1.5 Dữ liệu nghiên cứu 3

1.6 Bố cục của luận văn 4

2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 4

2.1 Lý thuyết ngang giá sức mua 4

2.2 Tỷ giá hối đoái thực 5

2.3 Tác động của tỷ giá đến lạm phát 7

2.4 Tác động của tỷ giá đến sản lượng 9

2.5 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây 11

3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 15

3.1 Mô tả dữ liệu nghiên cứu 15

3.2 Mô hình nghiên cứu 15

3.3 Giới thiệu sơ lược về mô hình VAR 16

3.4 Giới thiệu mô hình VECM 18

4 NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 19

5 KẾT LUẬN 36

TÀI LIỆU THAM KHẢO 37

PHỤ LỤC 40

Hình 2.3 : Kênh tác động từ tỷ giá đến lạm pháp

Hình 2.4 : Hiệu ứng đường cong J

Hình 4.1 : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến tỷ giá thực

Hình 4.2 : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến lạm phát

Hình 4.3 : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến sản lượng

Hình 4.4 : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến lãi suất trái

phiếu Mỹ kỳ hạn 3 tháng Hình 4.5 : Kết quả kiểm định quan hệ nhân quả

Hình 4.6 : Kết quả kiểm định hiện tượng tự tương quan giữa các biến trễ

Hình 4.7 : Kết quả kiểm định tính dừng phần dư trong mô hình

Hình 4.8 : Kết quả xác định độ trễ tối ưu của mô hình VECM

Hình 4.9 : Kết quả xác định số lượng vectơ đồng liên kết

Hình 4.10a : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến tỷ giá thực

Hình 4.10b : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến lạm phát

Hình 4.10c : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến lãi suất trái phiếu

Mỹ kỳ hạn 3 tháng Hình 4.10d : Ảnh hưởng của các cú sốc trong mô hình đến biến sản lượng

Bảng 4.1 : Kết quả kiểm tra tính dừng bằng phương pháp ADF và PP test

Bảng 4.2 : Kết quả xác định độ trễ tối ưu của mô hình

Bảng 4.3 : Kết quả hồi quy VAR

Bảng 4.4 : Kết quả phân rã phương sai mô hình VAR

Bảng 4.5 : Kết quả phân rã phương sai mô hình VECM

TÓM TẮT

Bài nghiên cứu phân tích ảnh hưởng của Tỷ giá hối đoái thực đến lạm pháp và sản lượng ở Việt Nam bằng mô hình VAR Bài nghiên cứu dựa trên 98 quan sát, bao gồm dữ liệu hàng tháng từ tháng 01 năm 2005 đến tháng 02 năm 2013 Kết quả phân tích hàm phản ứng đẩy cho thấy cú sốc mất giá đồng tiền dẫn đến sự gia tăng lạm phát trong ngắn hạn Tuy nhiên, trong dài hạn ảnh hưởng của cú sốc phá giá làm giảm lạm phát, gia tăng sản lượng Kết quả phân tích phương sai cho thấy đây không phải là nguyên nhân chính Sự thay đổi sản lượng và giá đến chủ yếu từ cú sốc của chính nó

1 GIỚI THIỆU

1.1 Lí do chọn đề tài

Tỷ giá hối đoái là một trong những chính sách kinh tế vĩ mô quan trọng của mỗi quốc gia Trong thời gian qua, tỷ giá hối đoái luôn là một vấn đề thời sự nóng, rất nhạy cảm và được đem ra bàn luận, phân tích rất nhiều trên các diễn đàn kinh tế ở Việt Nam Tỷ giá hối đoái không chỉ tác động đến xuất nhập khẩu, cán cân thương mại, nợ quốc gia, thu hút đầu tư trưc tiếp, gián tiếp mà còn ảnh hưởng không nhỏ đến niềm tin của dân chúng Việc nghiên cứu ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái tác động đến các biến vĩ mô như sản lượng và lạm phát của nền kinh tế không những đưa ra một cái nhìn khách quan về hiệu quả chính sách điều hành tỷ giá của Ngân hàng Nhà Nước trong giai đoạn vừa qua mà còn thiết lập những chính sách này trong những năm tiếp theo

Từ năm 2006, việc gia nhập trở thành thành viên thứ 150 của tổ chức thương mại thế giới WTO mang đến cho Việt Nam nhiều cơ hội và thách thức Tăng cường ngoại thương và thúc đẩy hợp tác với các quốc gia trên thế giới giúp chúng ta tiếp cận được những tiến bộ khoa học kỹ thuật, kinh nghiệm quản lý của các nước tiên tiến Tuy nhiên, Việt Nam cũng phải đối mặt với những khó khăn rất lớn khi phải cạnh tranh khốc liệt với đầu tư nước ngoài và các cú sốc đến từ bên ngoài Chính điều này gây áp lực rất lớn lên tỷ giá, đòi hỏi Ngân hàng Nhà nước phải nghiên cứu, điều chỉnh chính sách tỷ giá phù hợp để điều tiết hệ thống tài chính ổn định, thúc đẩy xuất khẩu, kiểm soát nhập khẩu và duy trì sự tăng trưởng kinh tế

Từ những lý do trên, đề tài nghiên cứu của tác giả về ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực tác động đến sản lượng và lạm phát ở Việt Nam là thực sự cần thiết

Bài nghiên cứu phân tích ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực tác động đến sản lượng

và lạm phát ở Việt Nam trong khoảng thời gian từ đầu năm 2005 đến đầu năm

2013

1.2 Mục tiêu nghiên cứu:

Luận văn cố gắng tìm kiếm sự tác động của tỷ giá hối đoái thực lên sản lượng và lạm phát trong nước và tập trung đi tìm câu trả lời: Liệu tỷ giá hối đoái thực có tác động đến sản lượng và lạm phát ở Việt Nam hay không? Nếu có thì tỷ giá hối đoái thực tác động đến sản lượng và lạm phát ở Việt Nam như thế nào?

1.3 Đối tượng và phạm vi nghiên cứu

1.3.1 Đối tượng nghiên cứu

- Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và sản lượng;

- Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và lạm phát

1.3.2 Phạm vi nghiên cứu

Mẫu được chọn bao gồm 98 quan sát từ tháng 01 năm 2005 đến tháng 02 năm 2013

ở Việt Nam

1.4 Phương pháp nghiên cứu

- Bài nghiên cứu sử dụng mô hình tự hồi quy vectơ (VAR) để xác định quan hệ nhân quả giữa tỷ giá hối đoái thực và sản lượng; tỷ giá hối đoái thực và lạm phát tại Việt Nam

- Ước lượng hàm phản ứng đẩy (IRF) và phân tích phương sai để xác định các biến sản lượng và lạm phát phản ứng như thế nào trước cú sốc phá giá tiền tệ và

tỷ lệ thay đổi trong sản lượng và lạm phát được giải thích từ cú sốc phá giá

- Tác giả sử dụng mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM) để đánh giá quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực và sản lượng; tỷ giá hối đoái thực và lạm phát trong dài hạn

1.5 Dữ liệu nghiên cứu

Tác giả đã sử dụng số liệu trong luận văn từ các nguồn dữ liệu sau: Quỹ tiền tệ quốc

tế (IMF), nguồn Blomberg Terminal

1.5 Bố cục của luận văn

Ngoài phần tóm tắt, kết luận, danh mục tài liệu tham khảo và phụ lục, tác giả chia bài nghiên cứu thành 5 phần , nội dung chính của mỗi phần như sau:

- Phần 1: Giới thiệu tổng quan các nội dung chính của luận văn và trình bày lý

do thực hiện nghiên cứu này

- Phần 2: Đưa ra cơ sở lý thuyết về ảnh hưởng của Tỷ giá hối đoái thực đến

sản lượng và lạm phát; các nghiên cứu thực nghiệm trước đây về tác động của tỷ giá hối đoái thực đến sản lượng và lạm phát

- Phần 3 gồm hai phần: Dữ liệu và phương pháp nghiên cứu thực nghiệm Từ

đó, xây dựng mô hình nghiên cứu phù hợp

- Phần 4: Phân tích kết quả nghiên cứu thực nghiệm sau khi chạy mô hình

- Phần 5 : Những kết luận chính và đề xuất những khuyến nghị dựa trên các

kết quả nghiên cứu chính

2 CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1 Lý thuyết ngang giá sức mua (PPP)

Lý thuyết ngang giá sức mua là một trong những lý thuyết nổi tiếng nhất và gây nhiều tranh cãi nhất trong tài chính quốc tế nghiên cứu mối quan hệ giữa Lạm phát – Tỷ giá hối đoái

Ngang giá sức mua là lý thuyết được phát triển vào năm 1920 bởi Gustav Cassel Đây là một phương pháp điều chỉnh tỷ giá hối đoái giữa hai tiền tệ để cân bằng sức mua của hai đồng tiền này Lý thuyết ngang giá sức mua chủ yếu dựa trên quy luật giá cả và giả định rằng trong một thị trường hiệu quả, mỗi loại hàng hoá nhất định chỉ có một mức giá Nếu một đơn vị tiền tệ của quốc gia này có khả năng mua một

rổ hàng hóa cụ thể ở quốc gia đó, thì khi đơn vị tiền tệ ấy được quy đổi thành một lượng ngoại tệ tương đương ở mức tỷ giá hiện hành, lượng ngoại tệ ấy cũng mua được một rổ hàng hóa ở nước ngoài tương đương với rổ hàng hóa trong nước Khi

đó, có sự tồn tại về ngang giá trong sức mua giữa 2 đồng tiền của 2 quốc gia

2.1.1 Hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối

Hình thức ngang giá sức mua tuyệt đối cho rằng tỷ giá hối đoái danh nghĩa giữa hai đồng tiền phải ngang bằng với tỷ lệ tổng mức giá cả giữa hai quốc gia, và do đó, tiền tệ của quốc gia này, sau khi được quy đổi qua tỷ giá danh nghĩa đó, sẽ có sức mua tương đương trong quốc gia kia

Công thức tính ngang giá sức mua tuyệt đối như sau:

S(PPP) = P1/P2Trong đó:

S(PPP) là tỷ lệ trao đổi giữa đồng tiền 1 và đồng tiền 2

P1, P2 lần lượt là giá trị của rổ hàng hóa tại quốc gia 1 và 2 được đo lường vào cùng một thời điểm

2.1.2 Hình thức ngang giá sức mua tương đối:

Hình thức này giải thích cho khả năng bất hoàn hảo của thị trường như chi phí vận chuyển, thuế quan và hạn ngạch

Lý thuyết ngang giá sức mua tương đối cho rằng tỷ giá hối đoái sẽ không giữ nguyên, mà sẽ điều chỉnh để duy trì ngang giá trong sức mua khi có sự chênh lệch giữa lạm phát trong nước và lạm phát nước ngoài

(1 + If)(1 + ef) = (1 + Ih) Trong đó:

Ih: tỷ lệ lạm phát trong nước

If: tỷ lệ lạm phát nước ngoài

ef: phần trăm thay đổi giá trị của đồng ngoại tệ

Việc tính toán ngang giá sức mua là rất phức tạp vì trên thực tế có sự khác biệt lớn

về mức giá giữa các quốc gia, chênh lệch trong giá thực phẩm có thể lớn hơn so với chênh lệch trong giá nhà ở hoặc có thể không biến động nhiều bằng giá các dịch vụ giải trí…Người dân ở các quốc gia khác nhau có thói quen tiêu dùng khác nhau, do

đó các giỏ hàng hóa so sánh cũng khác nhau Vì vậy việc so sánh giá cả các giỏ hàng hóa khác nhau thông qua chỉ số giá cả là thực sự cần thiết Tuy nhiên, hàng hóa mua bán trên thị trường cũng rất khác nhau giữa các nước nên việc so sánh chỉ

số giá cũng gặp rất nhiều khó khăn

2.2 Tỷ giá hối đoái thực

Khi ngang giá sức mua tồn tại, giá cả của rổ hàng hóa trong nước sẽ bằng với giá cả

rổ hàng hóa đó mua ở nước ngoài nếu tính theo một đồng tiền chung Tỷ giá quy đổi theo đồng tiền chung này là tỷ giá theo ngang giá sức mua Đây là mức giá cân bằng giữa sức mua hàng trong nước và sức mua hàng nước ngoài Nếu tỷ giá hối đoái danh nghĩa khác tỷ giá hối đoái theo PPP, nghĩa là không có ngang giá sức mua Khi đó, sức mua hàng hóa trong nước hay sức cạnh tranh hàng hóa trong nước cao hơn hoặc thấp hơn so với nước ngoài Chính phủ các nước sử dụng thước đo chênh lệch giữa tỷ giá danh nghĩa và tỷ giá PPP để thực hiện mục tiêu điều hành cán cân tài khoản vãng lai Một dạng thước đo này là tỷ giá thực

Tỷ giá hối đoái thực: Là chỉ số cho thấy tỷ giá danh nghĩa đã được điều chỉnh theo

lạm phát trong nước và lạm phát nước ngoài Tỷ giá hối đoái thực đo lường sức mua của 1 đơn vị ngoại tệ trong nền kinh tế nước ngoài trong mối quan hệ tương đối với sức mua của 1 lượng nội tệ tương đương ở nền kinh tế trong nước Bài nghiên cứu

sử dụng tỷ giá thực song phương – so sánh giá cả của một rổ hàng hóa tiêu dùng hay sản xuất đại diện của nước chủ nhà và giá cả của một rổ hàng hóa làm đại diện

ở nước ngoài được ước tính bằng một loại tiền, có thể là nội tệ hoặc ngoại tệ, và chỉ

ra giá trị tương đối của nội tệ và ngoại tệ

Công thức tính tỷ giá hối đoái thực: RER = E

Trong đó:

RER là tỷ giá thực song phương

E là tỷ giá danh nghĩa giữa đồng Việt Nam và đồng USD

P và P* lần lượt là chỉ số giá chung ở Việt Nam và Mỹ

Theo công thức trên, RER quan hệ đồng biến với tỷ giá hối đoái danh nghĩa, khi RER tăng dẫn đến phá giá đồng nội tệ Sự thay đổi giá cả trong nước ảnh hưởng trực tiếp làm RER thay đổi ngược chiều Nếu tỷ giá danh nghĩa không đổi, giá cả trong nước trong nước tăng là kết quả của sự tăng giá đồng nội tệ

Theo phương pháp tiền tệ, hoạt động kinh tế trong nước gia tăng sẽ làm tăng nhu cầu đồng nội tệ, gia tăng cầu tiền và dẫn đến làm gia tăng giá trị đồng nội tệ Sự thay đổi trong cung và cầu tiền là yếu tố đầu tiên quyết định sự thay đổi tỷ giá Nếu

P*

P

phương pháp ngang giá sức mua được duy trì, trạng thái cân bằng của tỷ giá có thể được duy trì hay không hoàn toàn được quyết định bởi các yếu tố liên quan đến tăng cung tiền, tăng trưởng GDP, lãi suất Ngược lại, trong mô hình Mundell – Fleming,

sự gia tăng hoạt động kinh tế trong nước làm gia tăng nhu cầu nhập khẩu, làm thâm hụt cán cân thương mại Thâm hụt cán cân thương mại có thể tạo ra áp lực lên đồng nội tệ

2.3 Tác động của tỷ giá đến lạm phát

Tác động của tỷ giá đến lạm phát thông qua 4 kênh truyền dẫn như sau:

- Cách tiếp cận tiền tệ, nghiên cứu tác động của tỷ giá tới cung cầu tiền tệ, qua

đó đánh giá tác động đến lạm phát

- Cách tiếp cận theo trường phái Keynes nghiên cứu tác động của tỷ giá qua kênh Tổng cung – Tổng cầu

- Cách tiếp cận ảnh hưởng của tỷ giá tới lạm phát theo kênh mức giá chung

- Cách tiếp cận ảnh hưởng của tỷ giá tới lạm pháp kỳ vọng

Cơ chế truyền dẫn tác động của chính sách tỷ giá đến lạm phát trong nền kinh tế mở được mô tả qua sơ đồ sau:

H.2.3 Kênh tác động từ tỷ giá đến lạm phát

Tỷ giá tác động gián tiếp đến lạm phát chủ yếu thông qua các con đường như xuất khẩu ròng, cán cân thanh toán, giá hàng hóa nhập khẩu Tuy nhiên, việc tác động

Mức cung tiền (M2)

Tỷ giá

Giá hàng nhập khẩu Xuất nhập khẩu

ròng (NX) Tổng cầu nền kinh tế (AD)

của tỷ giá đến lạm phát thông qua cán cân thương mại và cán cân thanh toán quốc tế thì mọi nền kinh tế mở đều tuân theo, nhưng riêng với giá hàng nhập khẩu thì chỉ có những quốc gia có tỷ trọng nhập khẩu cao so với GDP mới có tác dụng rõ rệt

Kênh thứ nhất: Tác động của tỷ giá tới lạm phát qua xuất nhập khẩu ròng đó là khi

đồng nội tệ giảm giá so với đồng tiền nước ngoài, xuất khẩu ròng tăng lên, cán cân thương mại có thể được cải thiện, do xuất khẩu ròng là một thành phần của tổng cầu

AD, nên khi xuất khẩu ròng tăng, đường AD dịch chuyển lên trên (trong mô hình

AD - AS), tác động làm lạm phát gia tăng

Kênh thứ hai: Tác động của tỷ giá đến lạm pháp qua cán cân thanh toán Cơ chế

truyền dẫn này trải qua hai giai đoạn:

+ Khi tỷ giá tăng, xuất nhập khẩu ròng sẽ tăng lên, góp phần cải thiện tình trạng cán cân thương mại Mặt khác, khi xuất nhập khẩu ròng tăng, đường IS dịch chuyển sang phải (mô hình IS-LM), lãi suất trong nước tăng lên, trong ngắn hạn luồng vốn đổ vào trong nước tăng làm cán cân vốn tăng lên, từ đó cán cân thanh toán tổng thể được cải thiện

+ Khi cán cân thanh toán tổng thể thặng dư, luồng vốn nước ngoài đổ vào trong nước tăng lên, lúc này sẽ có hai khả năng xảy ra: (1) Ngân hàng trung ương sẽ phải cung ứng thêm tiền để mua ngoại tệ nhằm giữ tỷ giá không bị giảm xuống để khuyến khích xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu, mặt khác để tăng cường dự trữ ngoại hối quốc gia Như vậy, tác động không mong muốn là cung tiền tăng lên, đường

LM dịch chuyển sang phải, làm cân bằng tiền hàng trong nền kinh tế thay đổi, lạm phát sẽ tăng lên (2) Nếu Ngân hàng trung ương không vì mục tiêu giữ cho đồng bản tệ được định giá thấp để khuyến khích xuất khẩu và giả định rằng dự trữ ngoại hối đã đủ mức cần thiết và không cần tăng thêm, trong trường hợp cán cân tổng thể thặng dư thì vẫn có một lượng ngoại tệ tăng lên trong nền kinh tế Với những nước

có nền kinh tế bị đô la hóa ở mức độ cao, tổng phương tiện thanh toán của nền kinh

tế trong trường hợp này vẫn tăng lên vì nó bao gồm hai phần là: Tổng phương tiện thanh toán bằng nội tệ và tổng phương tiện thanh toán bằng ngoại tệ Khi tổng phương tiện thanh toán tăng lại gây sức ép lên giá cả và đẩy lạm phát tăng lên

Kênh thứ ba: Tác động của tỷ giá đến lạm phát thông qua giá hàng nhập khẩu Giá

hàng nhập khẩu bị tác động bởi hai thành phần là giá nhập khẩu trên thị trường thế giới và tỷ giá danh nghĩa Khi tỷ giá danh nghĩa tăng làm giá hàng nhập khẩu tăng

và ngược lại Hàng nhập khẩu có thể là hàng hóa phục vụ cho sản xuất trong nước hoặc phục vụ tiêu dùng Nếu là hàng nhập khẩu phục vụ sản xuất, khi tỷ giá tăng dẫn đến chi phí các yếu tố đầu vào tăng, sản phẩm đầu ra cũng phải tăng giá Nếu là hàng nhập khẩu tiêu dùng, khi tỷ giá tăng dẫn đến giá của hàng hóa tính bằng nội tệ tăng nên cũng là một nguyên nhân gây ra lạm phát Tuy nhiên, ảnh hưởng của giá hàng nhập khẩu đến lạm phát sẽ biểu hiện rõ hơn khi quốc gia có tỷ lệ nhập khẩu trên GDP lớn, còn với những nước có tỷ lệ này nhỏ, dẫn truyền từ sự thay đổi của tỷ giá qua giá hàng nhập khẩu đến lạm phát là không đáng kể

Ngoài ba kênh truyền dẫn trên còn có một nhân tố nữa tác động đến lạm phát kỳ vọng Lãi suất huy động của đồng nội tệ có thể đại diện cho sự kỳ vọng về lạm phát

do cơ sở để xác định lãi suất huy động là kỳ vọng trung bình của nhà đầu tư về lạm phát và lãi suất thực dương Việc điều chỉnh tỷ giá liên tục của NHTW có thể khiến lãi suất huy động đồng nội tệ cao Điều này sẽ làm giảm lòng tin của dân chúng và nhà đầu tư khi có sự kỳ vọng về giảm giá đồng nội tệ trong tương lai, gây ra vòng xoáy “Lạm phát – Tỷ giá”

Theo quan điểm cũ về mối quan hệ giữa tỷ giá và lạm phát, khi mức độ phá giá của tiền tệ lớn hơn sự mất giá của hàng hóa, lạm phát sẽ gia tăng Khi mức độ mất giá của tiền tệ thấp hơn sự mất giá của hàng hóa, lạm pháp sẽ được hạn chế Do đó, khi lạm phát trầm trọng, tăng tỷ giá có thể kiềm chế được lạm phát

Tuy nhiên, quan điểm đó đến nay không còn phù hợp với thực tế, việc tăng tỷ giá không những không giảm được lạm phát, ngược lại khi tăng tỷ giá lên một mức nhất định có thể gây ra khủng hoảng tiền tệ Việc tăng tỷ giá quá mức cũng có thể làm cho nền kinh tế rơi vào tình trạng giảm phát

2.4 Tác động của tỷ giá đến sản lƣợng

Phá giá tiền tệ làm giảm giá trị đồng nội tệ so với các ngoại tệ khác Phá giá tiền tệ làm tăng tỷ giá thực, kích thích xuất khẩu, hạn chế nhập khẩu, cải thiện cán cân thương mại, gia tăng sản lượng

Trong ngắn hạn, khi tỷ giá tăng trong khi giá cả và tiền lương trong nước tương đối cứng nhắc sẽ làm giá hàng hóa xuất khẩu rẻ hơn, nhập khẩu trở nên đắt hơn: các hợp đồng xuất khẩu đã được ký kết với tỷ giá cũ, các doanh nghiệp trong nước chưa huy động đủ nguồn lực để sẵn sàng tiến hành sản xuất nhiều hơn trước nhằm đáp ứng nhu cầu xuất khẩu tăng lên, cũng như nhu cầu trong nước tăng lên Ngoài ra, trong ngắn hạn, cầu hàng nhập khẩu không nhanh chóng giảm còn do tâm lý người tiêu dùng Khi phá giá, giá hàng nhập khẩu tăng lên, tuy nhiên người tiêu dùng có thể lo ngại về chất lượng hàng nội chưa có hàng thay thế xứng đáng hàng nhập khẩu làm cho cầu hàng nhập khẩu chưa thể giảm ngay Do đó, số lượng hàng xuất khẩu trong ngắn hạn không tăng lên nhanh chóng và số lượng hàng nhập khẩu cũng không giảm mạnh Vì vậy, trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả có tính trội hơn hiệu ứng

số lượng làm cho cán cân thương mại xấu đi

Trong dài hạn, giá cả hàng nội địa giảm đã kích thích sản xuất trong nước và người tiêu dùng trong nước cũng đủ thời gian tiếp cận và so sánh chất lượng hàng trong nước với hàng nhập Mặt khác, trong dài hạn, doanh nghiệp có thời gian tập hợp đủ các nguồn lực để tăng khối lượng sản xuất Lúc này, sản lượng bắt đầu co giãn, hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả lạm cán cân thương mại được cải thiện

Đường cong J là đường mô tả hiện tượng cán cân vãng lai bị xấu đi trong ngắn hạn

và chỉ cải thiện trong dài hạn Theo kết quả nghiên cứu của Krugman (1991), người

đã tìm ra hiệu ứng đường cong J khi phân tích phá giá Đô la Mỹ trong thời gian từ

1985 – 1987, ban đầu cán cân vãng lai xấu đi, sau đó khoảng 2 năm cán cân vãng lai được cải thiện

H2.4 Hiệu ứng đường cong J

Nguyên nhân xuất hiện đường cong J là do trong ngắn hạn hiệu ứng giá cả có tính trội hơn hiệu ứng số lượng nên làm xấu đi cán cân thương mại, ngược lại trong dài hạn, hiệu ứng số lượng có tính trội hơn hiệu ứng giá cả làm cán cân thương mại được cải thiện

 Điều kiện Mashall – Lerner

Theo điều kiện Mashall – Lerner, để cho việc phá giá tiền tệ có tác động tích cực đến cán cân thanh toán, thì giá trị tuyệt đối của tổng 2 độ co giãn theo giá của xuất khẩu và độ co giãn theo giá của nhập khẩu phải lớn hơn 1

Một số nghiên cứu thực nghiệm về độ co giãn cho thấy trong dài hạn (từ hai đến ba năm) tổng hệ số co giãn xuất khẩu và nhập khẩu lớn hơn 1, tức phá giá có tác động đến xuất nhập khẩu Theo khảo sát thực nghiệm của Goldstein và Kahn (1985) thì tổng hệ số co giãn trong dài hạn (dài hơn 2 năm) luôn lớn hơn 1, trong khi trong ngắn hạn (dưới 6 tháng) nó có xu hướng tiến gần đến 1 Nhìn chung, đa số các nhà nghiên cứu đều cho rằng hệ số co giãn xuất khẩu và nhập khẩu trong ngắn hạn nhỏ

hơn trong dài hạn Vì vậy, điều kiện Marshall-Linner chỉ có thể được duy trì trong dài hạn

Có quan điểm cho rằng các nước đang phát triển thường phụ thuộc nhiều vào hàng nhập khẩu nên độ co giãn giá của cầu hàng nhập khẩu là nhỏ (tức trị giá nhập khẩu

sẽ không giảm bao nhiều khi phá giá nội tệ) Các nước phát triển có thị trường xuất khẩu tương đối có tính cạnh tranh nên độ co giãn cầu hàng xuất khẩu có thể lớn hơn (tức giá trị xuất khẩu tăng mạnh khi phá giá nội tệ) Điều này hàm ý rằng phá giá ở các nước phát triển hay nói cách khác, việc phá giá là một giải pháp có thể cải thiện thâm hụt thương mại ở quốc gia này nhưng có thể sẽ không có tác động ở quốc gia khác Nó cũng khuyến cáo các quốc gia đang phát triển nên thận trọng khi sử dụng biện pháp phá giá mạnh đồng nội tệ của mình nhằm kích thích xuất khẩu

2.5 Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây

Có rất nhiều những nghiên cứu trước đây về tác động của tỷ giá hối đoái thực đến sản lượng cũng như lạm phát Tuy nhiên, các kết quả không đồng nhất do phương pháp nghiên cứu và nguồn dữ liệu khác nhau

a Các nghiên cứu về tác động của tỷ giá hối đoái thực đến sản lượng

Nghiên cứu của Roger and Wang (1995) sử dụng 5 biến: sản lượng, chi tiêu chính phủ, lạm phát, tỷ giá hối đoái thực và cung tiền để phân tích biến động của sản lượng ở Mexico trong giai đoạn từ 1977 – 1990 Nghiên cứu chỉ ra cú sốc phá giá tiền tệ dẫn đến sự sụt giảm sản lượng

Terence và Pentecost 2001 nghiên cứu phản ứng của sản lượng khi có sự thay đổi tỷ giá hối đoái thực ở 4 quốc gia: Cộng hòa Czech, Hungary, Ba Lan và Slovakia Dữ liệu lấy hàng quý từ Quý I năm 1992 đến quý II năm 1998 Tác giả sử dụng 4 biến

để phân tích bao gồm: Sản lượng thực, đơn giá tiền lương, cung tiền và tỷ giá hối đoái thực Bài viết sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số truyền thống Bài nghiên cứu chỉ ra tỷ giá hối đoái thực không tác động lớn đến chỉ số GDP của Cộng hòa Czech

và Hungary trong dài hạn Tuy nhiên, tác động của tỷ giá hối đoái ảnh hưởng làm

sản lượng giảm liên tục ở Ba Lan và gia tăng sản lượng ở Slovakia Trong ngắn hạn, phá giá làm giảm mức độ tăng trưởng sản lượng ở Cộng hòa Czech và Slovakia Điều này được nhóm tác giả lý giải do sự khác biệt của mỗi quốc gia về quy mô, tốc

độ phát triển và độ mở nền kinh tế

Nhóm tác giả do Võ Trí Thành là người nghiên cứu chính thực hiện nghiên cứu tác động của tỷ giá hối đoái thực đến lạm phát và sản lượng ở Việt Nam Tác giả nghiên cứu ảnh hưởng của sự thay đổi tỷ giá đến sự tăng trưởng sản lượng công nghiệp từ giai đoạn từ 1992:1 – 1996:6 sử dụng 4 loại tỷ giá bao gồm – Tỷ giá chính thức (OER), tỷ giá bán liên ngân hàng (SER), tỷ giá bán song song ở Hà Nội (HSER) và Thành phố Hồ Chí Minh (SSER), sử dụng phương pháp ước lượng bình phương bé nhất OLS với độ trễ 3 tháng, 6 tháng, 9 tháng và 12 tháng

Kết quả nghiên cứu chỉ ra phá giá đồng tiền trong nước tác động làm tăng sản lượng công nghiệp cả trong ngắn hạn và dài hạn

Morley 1992 phân tích ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái thực đến sản lượng ở 28 nước phát triển có kinh nghiệm trong việc thực hiện phá giá tiền tệ Kết quả nghiên cứu khẳng định phá giá tiền tệ làm sụt giảm sản lượng

b Các nghiên cứu về tương quan giữa tỷ giá hối đoái thực và lạm phát:

Steven B.Kamin,1996 nghiên cứu ở Mehico giai đoạn từ 1988 – 1994 Kết quả chỉ

ra phá giá tiền tệ là một yếu tố quan trọng làm gia tăng lạm phát Kết quả tương tự trong nghiên cứu của Rudiger Dornbusch, Federico Sturzenegger và Holger Wolf,

1990 nghiên cứu các nguyên nhân dẫn đến lạm phát cao ở một số quốc gia Kết quả nghiên cứu của tác giả cho thấy ở một số nước như Argentina, Brazil, Peru, Mexico phá giá tiền tệ làm gia tăng lạm phát Tuy nhiên, ở Bolivia tác giả không tìm thấy tác động của tỷ giá hối đoái thực đến lạm phát

Gần đây, Noer Azam Achsani, Arie Jayanthy FA.Fauzi và Piter Abdullah(2010) nghiên cứu mối quan hệ giữa lạm phát và tỷ giá hối đoái thực Tác giả so sánh phản ứng của lạm phát trước sự thay đổi của tỷ giá hối đoái thực ở ASEAN + 3 và so

sánh kết quả này với kết quả nghiên cứu ở EU và Bắc Mỹ trong giai đoạn từ 1991 đến 2005 Kết quả nghiên cứu tìm thấy có mối tương quan mạnh giữa lạm phát và

tỷ giá hối đoái thực ở hầu hết các nước ASEAN + 3 Ở các nước Châu Á, có mối quan hệ nhân quả một chiều tỷ giá thực tác động lên lạm phát Tuy nhiên, ở khu vực ngoài Châu Á, quan hệ nhân quả dường như không tồn tại Phản ứng của lạm phát trước sự thay đổi của tỷ giá hối đoái ở Châu Á mạnh hơn so với các nước EU và Bắc Mỹ Kết quả nghiên cứu cũng cho rằng khủng hoảng tài chính Châu Á 1997 dường như ảnh hưởng đến các nước Châu Á nhưng nó không có ý nghĩa ảnh hưởng toàn cầu đến EU và Bắc Mỹ

Choudhri và Hakura (2006) tiến hành phân tích tương quan giữa tỷ giá và tỷ lệ lạm phát ở 71 quốc gia Sử dụng mô hình kinh tế mở, tác giả tìm thấy có sự truyền dẫn ảnh hưởng của tỷ giá lên lạm phát

Zhang (2009) phân tích mối quan hệ giữa lạm phát và phá giá tiền tệ ở Trung Quốc Kết quả nghiên cứu cho thấy phá giá đồng nhân dân tệ không thể giúp giảm áp lực lạm phát ở Trung Quốc

c Các nghiên cứu về tác động của tỷ giá hối đoái thực lên cả lạm phát và sản lƣợng

Steven B.Kamin và John H.Roger (2000) sử dụng nguồn dữ liệu hàng quý ở Mexico

từ năm 1981 đến 1995 để phân tích tác động tỷ giá hối đoái thực đến 2 biến sản lượng và lạm phát Tác giả sử dụng mô hình VAR với 4 biến: Tỷ giá hối đoái thực, sản lượng, chỉ số giá và lãi suất tiền gửi ở Mỹ để phân tích Kết quả là mặc dù sự thay đổi trong sản lượng được giải thích bởi cú sốc của chính nó, tuy nhiên một cú sốc phá giá tiền tệ dẫn đến sự sụt giảm sản lượng và tăng lạm phát ở Mexico

Odusola và Akinlo (2001) sử dụng 6 biến: Tỷ giá chính thức, tỷ giá song hành, giá, thu nhập, cung tiền và lãi suất Kết quả nghiên cứu bộc lộ kết quả không nhất quán liên quan đến ảnh hưởng của phá giá tiền tệ đến sản lượng Hàm phản ứng đẩy thể hiện tác động của tỷ giá làm tăng sản lượng ở trung và dài hạn Trong khi đó, kết quả ngược lại trong trường hợp ngắn hạn Kết quả này dẫn đến kết luận việc thực

hiện chế độ tỷ giá thả nổi linh hoạt không nhất thiết dẫn đến sự gia tăng sản lượng, đặc biệt là trong ngắn hạn

Berument và Pasaogullari (2003) sử dụng mô hình VAR ước lượng dữ liệu ở Thỗ Nhĩ Kỳ và kết luận sự thay đối RER là một yếu tố quan trọng trong việc thay đổi sản lượng và lạm phát Phản ứng của sản lượng thường là nghịch biến và lâu dài sau một cú sốc phá giá Phá giá gây ra lạm phát

Gần đây, Yongwei Chen và Dongli (2013) nghiên cứu ảnh hưởng của việc phá giá đồng nhân dân tệ ảnh hưởng đến tăng trưởng sản lượng và lạm phát ở Trung Quốc Tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý từ quý I năm 1993 đến quý II năm 2010, thực hiện nghiên cứu mô hình VAR trên 5 biến: Sản lượng, tỷ giá, chỉ số giá, cung tiền M2 và ngân sách tài chính Kết quả nghiên cứu cho thấy việc phá giá đồng nhân dân

tệ nhanh chóng sẽ làm giảm bớt áp lực lên lạm phát nhưng sẽ dẫn tới sự sụt giảm mạnh mẽ của sản lượng Cú sốc tỷ giá có ảnh hưởng quan trọng đến lạm phát và tăng trưởng sản lượng Gợi mở việc hạn chế tỷ giá thả nổi trong một khuôn khổ nhất định có ảnh hưởng rõ rệt đến sự ổn định của nền kinh tế vĩ mô

Tóm lại, các kết quả nghiên cứu của các công trình nghiên cứu trên thế giới tuy khác nhau nhưng đều có điểm chung là phá giá tiền tệ có ảnh hưởng đến lạm phát

và sản lượng của quốc gia đó Do đó, bài nghiên cứu này kỳ vọng tìm ra mối tương quan giữa tỷ giá hối đoái thực và lạm phát, tỷ giá hối đoái thực và sản lượng; từ đó đưa ra một số khuyến nghị nhằm nâng cao hiệu quả điều hành chính sách tỷ giá ở nước ta

3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

3.1 Mô tả dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu sử dụng trong luận văn này bao gồm 98 quan sát, bao gồm dữ liệu hàng tháng từ tháng 01 năm 2005 đến tháng 02 năm 2013 Sản lượng công nghiệp thực đại diện cho GDP TGHĐ thực đo lường bằng tỷ giá VND trên USD, tính toán bằng cách lấy tỷ giá hối đoái danh nghĩa điều chỉnh danh mục giá tiêu dùng nội địa và

Mỹ Một sự gia tăng tỷ giá hối đoái thực dẫn đến sự giảm giá của đồng nội tệ Lãi

suất danh nghĩa USD, đại diện cho lãi suất ngoại tệ, là lãi suất trái phiếu kho bạc

Mỹ kỳ hạn 3 tháng Dữ liệu CPI Việt Nam và CPI của Mỹ lấy từ nguồn IMF Tỷ giá danh nghĩa lấy từ nguồn IMF và Bloomberg terminal Sản lượng công nghiệp, T-Bill US (lãi suất trái phiếu chính phủ Mỹ kỳ hạn 3 tháng) lấy từ nguồn IMF Tất cả các giá trị chuỗi dữ liệu đều được điều chỉnh tính mùa vụ (trừ dữ liệu tỷ giá hối đoái thực và T-Bill US) nhằm hạn chế ảnh hưởng mang tính chất mùa vụ có trong chuỗi thời gian và được đưa về dạng logarit cơ số mũ tự nhiên (trừ dữ liệu T-Bill US)

3.2 Mô hình nghiên cứu

Để đo lường tác động của tỷ giá hối đoái thực lên sản lượng và lạm phát ở Việt Nam, bài nghiên cứu sử dụng mô hình tự hồi quy vecto – VAR Mô hình trọng tậm được trình bày như sau:

xt = ∑1pAixt-i + ∑1pBizt-i + ΨDt + εt (3.1) Trong đó:

+ xt là vectơ 3 biến nội sinh bao gồm: LIO (log sản lượng công nghiệp), LCPI (log chỉ số giá tiêu dùng), LRER (log tỷ giá hối đoái thực)

+ zt là vectơ biến ngoại sinh: USINT (lãi suất trái phiếu Mỹ kỳ hạn 3 tháng) + Dt là vectơ các yếu tố ngẫu nhiên

+ Ai, Bi là ma trận tương quan

+ εt là sai số hệ thống

Để chạy dữ liệu trên mô hình VAR, tác giả tiến hành kiểm định tính dừng của chuỗi

dữ liệu thời gian bằng phương pháp ADF (Augmented Dickey – Fuller) test và PP (Phillips-Perron) test Nếu chuỗi dữ liệu không dừng, thực hiện phép biến đổi bằng cách lấy sai phân bậc I, bậc II… cho đến khi chuỗi dữ liệu thực sự dừng

Độ trễ tối ưu được xác định dựa vào các tiêu chuẩn FPE, AIC, HQIC, SBIC

Bước tiếp theo thực hiện hồi quy VAR với mô hình 4 biến để xem xét tác động của các biến đối với từng biến trong mô hình.

Để xác định mối quan hệ trong dài hạn của các biến, bài nghiên cứu thực hiện phương pháp test đồng liên kết Johansen Trong trường hợp này mô hình VAR được viết lại dưới hình thức mô hình hiệu chỉnh vectơ (VECM) Số lượng vectơ

đồng liên kết được xác định bằng cách sử dụng thống kê λtrace hoặc λmax (Johansen and Juselius, 1990) Mô hình VECM được sử dụng để phân tích mối quan hệ giữa các biến trong ngắn hạn và dài hạn nếu có vectơ đồng liên kết.

Phân tích sai số dự báo và phản ứng xung đột, phương pháp cho phép việc tách biến sai số dự báo của từng biến độc lập để xem xét ảnh hưởng lên tỷ giá khi có một cú sốc trong giá và sản lượng công nghiệp

Kiểm định mức độ phù hợp của mô hình thông qua kiểm định tự tương quan các biến trễ và kiểm định mối quan hệ nhân quả giữa các biến trong mô hình

3.3 Giới thiệu mô hình VAR:

3.3.1 Định nghĩa:

Mô hình vectơ tự hồi quy (VAR) là một mô hình toán kinh tế sử dụng để xác định

sự phụ thuộc lẫn nhau giữa các chuỗi thời gian đa biến cũng như cho mục đích dự báo Đây được xem là một trong những mô hình phổ biến nhất trong nghiên cứu định lượng về các chính sách tiền tệ Mối quan hệ giữa các biến số kinh tế không đơn thuần chỉ theo một chiều, biến độc lập ảnh hưởng lên biến phụ thuộc mà trong nhiều trường hợp nó còn có ảnh hưởng ngược lại Do đó ta phải xét ảnh hưởng qua lại giữa các biến này cùng một lúc

Mô hình VAR về cấu trúc gồm nhiều phương trình (mô hình hệ phương trình) và có các độ trễ của các biến số Mô hình VAR là mô hình khá linh động và dễ dàng sử dụng trong phân tích với chuỗi thời gian đa biến, được mở rộng từ mô hình tự hồi quy đơn biến

Mô hình VAR có tính chất ước lượng đối xứng, mỗi biến được giải thích dựa trên các độ trễ của chính nó và các độ trễ của tất cả các biến khác trong mô hình

Mô tả hệ thống k biến (được gọi là các biến nội sinh) trên cùng thời kỳ (t = 1, …, T) như một hàm tuyến tính với các giá trị quá khứ của chúng

Xét 2 chuỗi thời gian Y1 và Y2 Mô hình VAR tổng quát đối với Y1 và Y2 có dạng sau đây:

Y1t = α + ∑1pβiY1t-i + ∑1pγiY2t-i + U1t

Y2t = δ + ∑1pƴiY1t-i + ∑1pƟiY2t-i + U2tTrong mô hình trên, mỗi phương trình đều chứa p trễ của mỗi biến Với 2 biến số

mô hình có 22p hệ số góc và 2 hệ số chặn Trường hợp tổng quát nếu mô hình có k biến thì sẽ có k2p hệ số góc và k hệ số chặn k càng lớn thì số hệ số phải ước lượng càng tăng

3.3.2 Phương pháp ước lượng mô hình VAR:

Bước 1: Xét tính dừng của các biến trong mô hình Nếu chưa dừng thì lấy sai phân

để đưa về các chuỗi dừng

Bước 2: Xác định độ trễ tối ưu của các biến trong mô hình

Bước 3: Ước lượng mô hình

Bước 4: Đánh giá sự phù hợp của mô hình (Bằng việc kiểm định tính dừng của phần dư Nếu phần dư của mô hình dừng thì mô hình nhận được phù hợp với chuỗi thời gian và ngược lại)

3.3.3 Ưu điểm và hạn chế của mô hình VAR:

a Ưu điểm:

- Tất cả các biến trong VAR đều là biến nội sinh Có thể sử dụng phương pháp OLS

cho từng phương trình riêng rẽ trong mô hình VAR

- Khi chúng ta cần phân tích nhiều chuỗi thời gian khác nhau và cần phải xem xét

mối quan hệ giữa chúng thì mô hình VAR trở thành một lựa chọn phù hợp

- Do trọng tâm của mô hình được đặt vào dự báo nên VAR ít phù hợp cho phân tích chính sách

3.3.4 Sự cần thiết phải sử dụng mô hình VAR:

Việc sử dụng mô hình VAR không không đòi hỏi sự phân biệt giữa các biến thành biến nội sinh và biến ngoại sinh Tất cả các biến sẽ được xem xét trên cùng một cơ

sở Do đó, mô hình VAR phù hợp cho việc nghiên cứu tác động giữa tỷ giá thực và lạm phát, tỷ giá thực và sản lượng Đồng thời, việc áp dụng độ trễ về mặt thời gian cho các biến trong mô hình VAR cũng thuận lợi hơn nhiều so với mô hình hồi quy OLS Vì vậy, mô hình VAR được lựa chọn cho nghiên cứu này của tác giả

3.4 Giới thiệu mô hình Vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM):

Tất cả các biến đưa vào mô hình VECM phải là chuỗi gốc, chưa lấy sai phân Tuy nhiên, việc hồi quy các chuỗi thời gian không dừng thường dẫn đến kết quả hồi quy giả mạo mặc dù kết quả hồi quy có giá trị R-squared khá cao Tuy nhiên, Engle và Granger (1987) cho rằng nếu kết hợp tuyến tính của các chuỗi thời gian không dừng

có thể là một chuỗi dừng và các chuỗi thời gian không dừng đó được cho là đồng liên kết Kết hợp tuyến tính dừng được gọi là phương trình đồng liên kết và có thể được giải thích như mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến Và nếu như

mô hình là đồng liên kết thì sẽ không xảy ra trường hợp hồi quy giả mạo Có nhiều phương pháp kiểm định mối quan hệ đồng liên kết và tác giả chọn kiểm định Johansen trong nghiên cứu này

Phương pháp tiếp cận đồng liên kết cung cấp một phương tiện để giải quyết tính không dừng vốn có của các biến sử dụng trong mô hình Ngoài ra, nó cho phép lưu giữ các thông tin quan trọng chứa trong biến “gốc” – biến chưa lấy sai phân

Mô hình VECM là một dạng của mô hình VAR tổng quát, được sử dụng trong trường hợp chuỗi dữ liệu là không dừng và chứa đựng mối quan hệ đồng liên kết

4 NỘI DUNG VÀ CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

4.1 Kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu

Chuỗi dữ liệu dừng là điều kiện quan trọng khi thực hiện hồi quy VAR Do đó, trước khi thực hiện hồi quy trên mô hình VAR, chuỗi dữ liệu được kiểm tra để đảm bảo tính dừng Cả hai phương pháp ADF (Augmented Dickey – Fuller) và PP (Phillips-Perron) test được thực hiện để kiểm tra tính dừng của chuỗi dữ liệu Các giả thuyết kiểm định như sau:

Ho: Chuỗi dữ liệu là chuỗi không dừng

H1: Chuỗi dữ liệu là chuỗi dừng

Nếu giá trị P-value > 0.05, chấp nhận giả thuyết H0, chuỗi dữ liệu không dừng Trường hợp ngược lại, giả thuyết H0 bị bác bỏ, kết luận chuỗi dữ liệu có tính dừng Kết quả kiểm tra được thể hiện ở bảng 4.1

BẢNG 4.1 KIỂM TRA TÍNH DỪNG BẰNG PHƯƠNG PHÁP ADF VÀ PP

TEST

BIẾN

Dữ liệu gốc Sai phân bậc 1 Dữ liệu gốc Sai phân bậc 1

4.2 Xác định độ trễ tối ƣu mô hình:

Để thiết lập các biến số trong mô hình VAR, việc xác định độ trễ tối ưu trong mô hình rất quan trọng Bảng 4.2 tác giả sử dụng một số tiêu chuẩn thống kê FPE, AIC, HQIC và SBIC để xác định độ trễ tối ưu của các biến trong mô hình Theo bảng thống kê trên, các tiêu chuẩn FPE, AIC, HQIC xác định độ trễ tối ưu là 2; trong khi đó tiêu chuẩn SBIC xác định độ trễ tối ưu là 1 Do đó, tác giả xác định độ trễ tối ưu của mô hình là 2

BẢNG 4.2 XÁC ĐỊNH ĐỘ TRỄ TỐI ƢU CỦA MÔ HÌNH

4.3 Kết quả hồi quy VAR 4 biến: LRER, LCPI, LIO, USINT

Giả thuyết Ho: Các hệ số tương quan đối với biến phân tích đều bằng 0 Kết quả hồi quy cho thấy ở mức ý nghĩa 1%, giả thuyết Ho bị bác bỏ Nghĩa là các hệ số tương quan trong mô hình không đồng thời bằng 0 Cả 4 biến được đưa vào mô hình đều

có ý nghĩa thống kê

BẢNG 4.3 KẾT QUẢ HỒI QUY VAR 4 BIẾN: LRER, LCPI, LIO, USINT

_cons 0010673 .0009276 1.15 0.250 -.0007508 .0028853

L2 .0009088 .0022243 0.41 0.683 -.0034508 .0052684 L1 .0075111 00226 3.32 0.001 0030817 .0119405 d_usint

L2 -.0553072 .0852064 -0.65 0.516 -.2223086 .1116942 L1 .0266019 .0890311 0.30 0.765 -.1478958 .2010995 d_lio

L2 -.2661224 .2794571 -0.95 0.341 -.8138483 .2816035 L1 -.597932 .2672586 -2.24 0.025 -1.121749 -.0741147 d_lcpi

L2 -.3533567 .1116775 -3.16 0.002 -.5722405 -.134473 L1 -.1418258 .1115326 -1.27 0.204 -.3604258 .0767741 d_lrer

d_lrer

Coef Std Err z P>|z| [95% Conf Interval]

_cons 0003102 .0003919 0.79 0.429 -.000458 .0010784

L2 -.0034827 .0009399 -3.71 0.000 -.0053248 -.0016406 L1 -.0009406 .0009549 -0.98 0.325 -.0028122 000931 d_usint

L2 .0178217 .0360025 0.50 0.621 -.0527419 .0883854 L1 .0727344 .0376186 1.93 0.053 -.0009967 .1464654 d_lio

L2 .2069046 .1180799 1.75 0.080 -.0245279 438337 L1 .7285074 .1129257 6.45 0.000 5071772 .9498376 d_lcpi

L2 .071393 .0471874 1.51 0.130 -.0210926 .1638787 L1 .184456 .0471262 3.91 0.000 0920903 .2768217 d_lrer

d_lcpi

_cons 0043371 .001014 4.28 0.000 0023497 .0063244

L2 .000804 .0024314 0.33 0.741 -.0039615 .0055695 L1 -.0034981 .0024704 -1.42 0.157 -.00834 .0013437 d_usint

L2 -.1716481 .0931397 -1.84 0.065 -.3541985 .0109024 L1 -.3587749 .0973205 -3.69 0.000 -.5495196 -.1680301 d_lio

L2 -1.07244 .3054767 -3.51 0.000 -1.671163 -.4737162 L1 1.11871 .2921424 3.83 0.000 546121 1.691298 d_lcpi

L2 .1692415 .1220755 1.39 0.166 -.070022 .4085051 L1 -.0000877 .1219172 -0.00 0.999 -.239041 .2388655 d_lrer

d_lio

_cons 0191029 .0406591 0.47 0.638 -.0605876 .0987934

L2 .2934482 .0974991 3.01 0.003 1023534 .4845429 L1 .0607578 .0990607 0.61 0.540 -.1333976 .2549131 d_usint

L2 -.283339 3.734859 -0.08 0.940 -7.603529 7.036851 L1 -.5950165 3.902508 -0.15 0.879 -8.243791 7.053758 d_lio

L2 11.40388 12.24947 0.93 0.352 -12.60465 35.41241 L1 -16.91153 11.71478 -1.44 0.149 -39.87207 6.049004 d_lcpi

L2 5.329799 4.89517 1.09 0.276 -4.264557 14.92415 L1 3.248377 4.888821 0.66 0.506 -6.333536 12.83029 d_lrer

d_usint

Bảng kết quả trên thể hiện tương quan giữa một biến với các biến còn lại trong mô hình và bản thân độ trễ của chính nó

a Đối với biến tỷ giá thực:

Có sự tác động của biến tỷ giá thực trễ 2 tháng, lạm phát và lãi suất trễ 1 tháng đến

tỷ giáthực hiện tại

Cứ 1% thay đổi của biến tỷ giá thực trễ 2 tháng dẫn đến thay đổi tỷ giá thực trong hiện tại giảm 0.35%

Cứ 1% thay đổi của biến lạm phát trễ 1 tháng dẫn đến thay đổi tỷ giá thực trong hiện tại giảm 0.59%

Cứ 1% thay đổi của biến USINT trễ 1 tháng dẫn đến thay đổi tỷ giá thực trong hiện tại tăng 0.0075%

 Kết quả trên cho thấy sự thay đổi của lạm phát có ảnh hưởng lớn đến sự thay đổi của tỷ giá thực Việc gia tăng lạm phát làm tỷ giá thực giảm, đồng nội tệ lên giá Bản thân độ trễ của tỷ giá thực cũng tác động đến chính nó ở hiện tại Trong ngắn hạn, biến lãi suất trái phiếu Mỹ kỳ hạn 3 tháng có tác động đến sự thay đổi của tỷ giá thực ở Việt Nam, tuy nhiên mức độ ảnh hưởng rất thấp