ERPT and inflation Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát ở Việt Nam

Hiện nay, nền kinh tế của toàn thế giới có nhiều sự thay đổi, các quốc gia dần chuyển mình để hòa nhập với xu thế toàn cầu hóa. Cùng với sự phát triển của nền kinh tế có nhiều vấn đề bất cập xảy ra. Một trong những vấn đề đang làm đau đầu các chuyên gia kinh tế trên thế giới là làm thế nào để có thể điều chỉnh lạm phát về mức lạm phát mục tiêu. Lạm phát cao ảnh hưởng không nhỏ đến đời sống của người dân và gây áp lực đối với việc điều hành chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trung ương. Một trong những nguyên nhân gây ra lạm phát hiện nay có thể kể đến đó là việc thay đổi tỷ giá. Chính sách tỷ giá là một bộ phận của chính sách kinh tế, được sử dụng như một công cụ hữu hiệu nhằm đạt mục tiêu ổn định giá cả. Để duy trì mức tỷ giá cố định hay tác động để tỷ giá biến động đến một mức cần thiết, thì cần phải có một chế độ tỷ giá và hệ thống can thiệp thích hợp. Điều này cho thấy tầm quan trọng của việc nghiên cứu hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến lạm phát. Vấn đề này ở Việt Nam chưa được nghiên cứu nhiều. Vì vậy, việc đo lường hiệu ứng ERPT một cách toàn diện ở Việt Nam là một vấn đề cấp thiết.

HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ VÀO LẠM PHÁT Ở VIỆT NAM

MÔN TÀI CHÍNH QUỐC TẾ

MỤC LỤC

DANH MỤC HÌNH ẢNH

DANH MỤC BIỂU ĐỒ

Biểu đồ 4.1: Sự biến động của lạm phát theo thời gian

38

Biểu đồ 4.2: Sự biến động của ERPT theo thời gian.

39

DANH MỤC BẢNG

Bảng 2.1.Tóm tắt một số kết quả nghiên cứu trước đây về hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái

11

Bảng 4.1 Kết quả kiểm định tuyến tính

34

DANH MỤC PHỤ LỤC

Phụ lục 1: Dữ liệu IMP và PPI đã được điều chỉnh theo mùa 47 Phụ lục 2: ERPT và lạm phát được xác định qua công thức như phần 3.1 49

DANH MỤC CÁC TỪ VIẾT TẮT

 GSO General Statistics Office

 IFS International Financial Statistics

 PPI Producer Price Index

 IMP Import Price

 STAR Smooth Transition AutoRegressive

 INF Inflation

 VAR Vector AutoRegressive

 CPI Consumer Price Index

 SSR Sum of Squares Residal

Chương 1. GIỚI THIỆU ĐỀ TÀI NGHIÊN CỨU

1.1 Lý do chọn đề tài

Hiện nay, nền kinh tế của toàn thế giới có nhiều sự thay đổi, các quốc gia dần chuyển mình đểhòa nhập với xu thế toàn cầu hóa Cùng với sự phát triển của nền kinh tế có nhiều vấn đề bất cậpxảy ra Một trong những vấn đề đang làm đau đầu các chuyên gia kinh tế trên thế giới là làm thế nào

để có thể điều chỉnh lạm phát về mức lạm phát mục tiêu Lạm phát cao ảnh hưởng không nhỏ đếnđời sống của người dân và gây áp lực đối với việc điều hành chính sách tiền tệ của Ngân hàng Trungương Một trong những nguyên nhân gây ra lạm phát hiện nay có thể kể đến đó là việc thay đổi tỷgiá Chính sách tỷ giá là một bộ phận của chính sách kinh tế, được sử dụng như một công cụ hữuhiệu nhằm đạt mục tiêu ổn định giá cả Để duy trì mức tỷ giá cố định hay tác động để tỷ giá biếnđộng đến một mức cần thiết, thì cần phải có một chế độ tỷ giá và hệ thống can thiệp thích hợp Điềunày cho thấy tầm quan trọng của việc nghiên cứu hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến lạm phát.Vấn đề này ở Việt Nam chưa được nghiên cứu nhiều Vì vậy, việc đo lường hiệu ứng ERPT mộtcách toàn diện ở Việt Nam là một vấn đề cấp thiết

1.2 Mục tiêu nghiên cứu và các câu hỏi nghiên cứu:

Trong đề tài này chúng tôi nghiên cứu mối quan hệ giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá (ERPT) vàlạm phát bằng cách sử dụng mô hình chuỗi thời gian phi tuyến - mô hình tự hồi quy chuyển tiếptrơn (STAR models) trong các nền kinh tế mở mới nổi, cụ thể là ở Việt Nam Đề xuất các biện phápđiều chỉnh tỷ giá và lạm phát ở Việt Nam Bài viết nhắm đến mục tiêu: (1) xác định mức độ của hiệuứng truyền dẫn tỷ giá; (2) đánh giá tác động của những thay đổi trong tỷ giá tới lạm phát; (3) đưa ramột số khuyến nghị từ các kết quả rút ra được Và để đạt được các mục tiêu trên, chúng ta cần trảlời được các câu hỏi: Mức độ của hiệu ứng ERPT ở Việt Nam là hoàn toàn hay không và bằng baonhiêu? Mức độ truyền dẫn này có độ trễ trong bao lâu? So với các nước khác thì mức độ truyền dẫncủa Việt Nam cao hơn hay thấp hơn? Chúng tôi tập trung nghiên cứu tác động của ERPT trong giaiđoạn 2001-2011 tại Việt Nam với chuỗi số liệu theo quý

1.3 Phương pháp nghiên cứu

Bài nghiên cứu của chúng tôi thực hiện dựa trên phương pháp lịch sử và phương pháp khoahọc.Trên cơ sở tổng hợp các nghiên cứu trước của các tác giả có uy tín trên thế giới cũng như một

số lý thuyết có sẵn trong nước, chúng tôi nghiên cứu các yếu tố liên quan đến vấn đề này tại Việt

Nam Để ước lượng mối quan hệ này chúng tôi sử dụng mô hình STAR với dữ liệu chỉ số giá nhậpkhẩu (IMP), chỉ số giá sản xuất (PPI) và chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam từ 2001-2011 theo quýđược chạy bằng phần mềm Jmulti.

Chương 2. TỔNG QUAN CÁC KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY

2.1 Tổng quan

Trong hệ thống các mô hình kinh tế vĩ mô mới, tác động của hiệu ứng pass-through tỷ giá đếngiá cả nội địa là một trong những yếu tố căn bản nhất trong việc đánh giá tác động toàn cầu của cácchính sách tài chính Hơn thế kỷ qua, các nghiên cứu thực nghiệm đã phát hiện ra rằng chỉ số ERPT-được định nghĩa như là sự phản ứng của tỷ lệ lạm phát trong nước với những thay đổi trong tỷ giáhối đoái (hay còn gọi là chi phí biên) đã giảm trong những năm 1980 và 1990

Đã có rất nhiều bài nghiên cứu về mối tương quan giữa ERPT và lạm phát Nhìn chung, sựtương quan này thể hiện thông qua mức độ pass - through của tỷ giá đến giá nhập khẩu và giá thịtrường nội địa Theo bài nghiên cứu của Michele Ca’ Zorzi và Elke Hahn và Marcelo Sánchez(2007), ở các quốc gia đang phát triển với thị truờng có tỷ lệ lạm phát 1 con số (tiêu biểu như cácquốc gia châu Á), thì tác động của ERPT với gía nhập khẩu và giá tiêu dùng thì thấp hơn so vớinhững quốc gia phát triển Bài nghiên cứu này cũng cho thấy những bằng chứng về mối quan hệgiữa ERPT và tỷ lệ lạm phát thông qua hai quốc gia Arhentina và Turkey Bailliu và Eiji (2004)cũng đã có những nhận định tương tự khi sử dụng số liệu của 11 nước công nghiệp (Australia,Belgium, Canada, Denmark, Finland, France, Italy, Netherlands, Spain, United Kingdom, andUnited States)

Trong hầu hết các bài nghiên cứu về ERPT, phần lớn ERPT đều được ước lượng thông qua tổng

hợp các chỉ số giá: CPI (Consumer price index- chỉ số tiêu dùng), PPI (Producer Price Index -chỉ số

giá sản xuất), IPI (Industrial Production Index-chỉ số giá sản xuất công nghiệp) hoặc IMP (importprice index- chỉ số giá nhập khẩu) Iyabo Masha và Chanho Park (2012) cũng nghiên cứu về sự ảnhhưởng của ERPT đến giá cả nội địa thông qua nghiên cứu thực nghiệm ở MALDIVES, bằng môhình VAR sử dụng các số liệu từ năm 1994-2010 cho thấy sự ảnh hưởng của ERPT đến CPI thì rất

là cao Hay nói cách khác chỉ số CPI rất nhạy cảm với chỉ số ERPT Đây cũng là kết luận của bàinghiên cứu Khoa kinh tế thuộc trường đại học Worwick khi nghiên cứu về ERPT và lạm phát nộiđịa của Anh

Khi nghiên cứu về ERPT và lạm phát, chúng tôi đã tìm được rất nhiều bài nghiên cứu chỉ ra mốiquan hệ phi tuyến của ERPT và lạm phát Ví dụ như bài nghiên cứú của Nidhaleddine Ben Cheikh(2012) về: “Asymmetric Exchange Rate Pass-Through in the Euro Area: New Evidence from

Smooth Transition Models”, thông qua nghiên cứu mối tương quan phi tuyến giữa ERPT và lạmphát ở 12 quốc gia với 3 biến vĩ mô: lạm phát, biến động tỷ giá và chu kỳ kinh doanh Kêt quả củabài nghiên cứu này là: biến động tỷ giá cao hơn khi lạm phát đạt tới ngưỡng nhất định Bài nghiêncứu này ủng hộ thuyết của Taylor là: “pass-through giảm ở môi trường lạm phát thấp và ổn định.Nidhaleddine Ben Cheikh cũng chỉ ra mức độ pass-through cao hơn khi tỷ giá thay đổi lớn hơnđồng thời, pass-through cũng tương quan thuận với hoạt động kinh tế, có nghĩa là: khi GDP pháttriển đến 1 ngưỡng nào đó thì ERPT sẽ biến động nhiều hơn.

Yelena F Takhtamanova (2003) sử dụng khuôn khổ lý thuyết của phân tích tỷ giá ERPT vànhững nghiên cứu thực nghiệm về sự sụt giảm của ERPT từ những năm 1990 so với những năm

1980 Bài này chỉ ra rằng đường cong Phillip trong một nền kinh tế mở thì khác so với nền kinh tếđóng Bởi vì nếu mở cửa tiếp nhận những yếu tố đầu vào khác, thì tỷ giá thực sẽ ảnh huởng đến lạmphát Vì vậy trong một nền kinh tế mở, sự phức tạp của tỷ giá hối đoái thực sẽ làm cho tỷ lệ lạmphát cũng phức tạp hơn.Bài này cũng đề nghị rằng mức độ tác động của ERPT đến yếu tố lạm phátthông qua biến CPI cũng phụ thuộc vào 4 yếu tố Đó là: mức độ truyền dẫn của tỷ giá ERPT đến giá

cả của những doanh nghiệp tư nhân, phần nhập khẩu trong giỏ hàng hóa CPI, sự linh động giá củacác doanh nghiệp trong nền kinh tế mở và uy tín của nhà hoạch địch chính sách tiền tệ

Với bài nghiên cứu “Price adjustment and exchange rate pass-through” Devereux, Michael B.Yetman, James (2010) đã phát triển một mô hình lý thuyết đơn giản để xác định biến động của tỷgiá đến giá tiêu dùng Bài nghiên cứu cũng chỉ ra rằng giá cứng nhắc là yếu tố chính để xác địnhERPT thông qua nghiên cứu 2 giai đoạn Đầu tiên là cố định tần số biến động của giá, tác giả chorằng những dữ liệu từ những nước có lạm phát thấp có thể dùng để tái ước lượng pass-through thấp

ở những nước này Sự thay đổi chậm của giá là nguyên nhân chính dẫn đến pass-through thấp.Bàinghiên cứu mở rộng mô hình bằng cách thay đổi tần số của biến động giá trở thành một biến ngoạisinh Khi nghiên cứu ở các nước có lạm phát thấp và cao, ERPT tăng ở mức lạm phát trung bìnhnhưng ở tỷ lệ thấp

Mức độ pass-through sẽ tác động đến giá tại nhiều mức độ của quy trình sản xuất và liên quanchặt chẽ đến khả năng của nhà nhập khẩu và xuất khẩu trong việc chuyển chi phí sản xuất cao đếnngười tiêu dùng Điều này có thể ảnh hưởng đến giá cả, tuy nhiên, phần lớn các bài nghiên cứu chorằng ERPT được xác định bởi các yếu tố vi mô: độ giãn của cầu, chi phí sản xuất, cấu trúc của thịtrường… và cũng được xác định bởi các biến ngoại sinh từ các chính sách vĩ mô (Devereux engel(2001) Goldbeg Knetter (1955)) Taylor (2000) cho rằng những sự sụt giảm gần đây trong pass-

through đối với giá tổng hợp là kết quả của lạm phát thấp Ở đây ta thấy pass-through phụ thuộc vào

cơ chế: lạm phát thấp sẽ tự động tạo nên pass-through thấp Đó là kết quả của bài nghiên cứu của

Shrabani Saha và Zhaoyong Zhang (2012): “Exchange Rate Pass-Through and it’s Impact on

Inflation: A Comparative Study for Australia, China and India with Disaggregated Data”

Bảng 2.1.Tóm tắt một số kết quả nghiên cứu trước đây về hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái.

Bài nghiên cứuCunningham và Haldance (2000) Garcia và Restrepo (2001) McCathy (1999)

2.2 Cơ sở lý thuyết.

Bài nghiên cứu của tác giả dựa trên những nền tảng lý thuyết trong bài nghiên cứu của nhóm tác

giả người Nhật :”Exchange rate pass-through and inflation A nonlinear time series analysis”

Bài viết này nghiên cứu mối quan hệ giữa ERPT và lạm phát bằng cách ước lượng mô hình

chuỗi thời gian phi tuyến Dựa trên mô hình lý thuyết đơn giản xác định ERPT, tác giả thấy rằng

sự biến động của ERPT có thể được ước lượng gần đúng bởi nhóm mô hình tự hồi quy chuyển

đổi trơn (STAR) sử dụng tỷ lệ lạm phát quá khứ làm biến thay đổi Tác giả sử dụng nhiều dạng

hàm biến đổi dạng chữ U để ước lượng sự ảnh hưởng của ERPT theo thời gian đối với giá nội địa

của Mỹ Kết quả ước lượng cho thấy sự sụt giảm của ERPT trong những năm 1980 và 1990 có

liên quan đến lạm phát giảm

Tác giả sử dụng hàm chuyển đổi chữ U trong mô hình STAR để xem các hình thức của giá trịERPT theo thời gian Phương pháp của tác giả là áp dụng dữ liệu theo tháng của giá trị nhập khẩu

US và giá nội địa và ước lượng sự biến động của ERPT trong suốt thời kì từ năm 1975 đến năm2007

Để tiếp cận mô hình tự hồi quy phi tuyến, đầu tiên tác giả đưa ra các mô hình lý thuyết đơn lẻcủa các công ty nhập khẩu, trong đó ERPT là hàm phi tuyến của tỷ lệ lạm phát quá khứ Mô hìnhnày liên quan mật thiết với mô hình ERPT của Devereux và Yetman Do đó, giá tối ưu phụ thuộctrực tiếp vào lãi suất danh nghĩa, tương ứng với chi phí biên, và các doanh nghiệp nhập khẩu nộisinh chọn xác suất điều chỉnh giá của họ ở mức tối ưu Tuy nhiên, mô hình của tác giả khác với

mô hình khác ở một số khía cạnh cơ bản Đầu tiên, ở mỗi thời kỳ các tỷ số của công ty có giá trịhữu hạn Thứ hai, mỗi công ty đều đối mặt với vấn đề không tham gia vào hợp đồng Khi công tyrút khỏi hợp đồng, họ sẽ thiết lập một mới giá tối ưu để chi trả chi phí cố định Bởi vì, khi ERPTtăng nếu nhiều công ty đều thiết lập gía tối ưu, và khả năng rút lui phụ thuộc tỷ lệ lạm phát quákhứ, mô hình của chúng tôi dự báo rằng ERPT phụ thuộc vào độ trễ lạm phát Dự đoán này tráingược với Devereux và Yetman (2010) (ERPT phụ thuộc vào trạng thái ổn định của nền kinh tế).Chúng tôi trình bày sự biến động của ERPT bằng mô hình lý thuyết một cách gần đúng bởi cấutrúc STAR

2.2.1 Mô hình lí thuyết xác định ERPT

Tác giả sử dụng mô hình nhà nhập khẩu của Devereux-Yetman (2008) để xác định ERPT

Mô hình này có các đặc điểm sau:

- Hợp đồng nhập khẩu có giới hạn thời gian (theo Taylor (1980)

- Quy định giá trong hợp đồng

- Chọn xác suất doanh nghiệp nhập khẩu rút ra khỏi hợp đồng

- ERPT phụ thuộc vào độ trễ của lạm phát chứ không phải lạm phát ổn định

Các doanh nghiệp nhập khẩu cạnh tranh độc quyền với nhau, và mỗi doanh nghiệp nhập khẩumột loại hàng hóa trung gian i khác nhau và chỉ bán cho một nhà sản xuất cuối cùng Trong mỗigiai đoạn, có 1/N số doanh nghiệp nhập khẩu kí hợp đồng kéo dài N giai đoạn với nhà sản xuất.Mức cầu tại thời điểm t-j (j = 0, 1,…, N-1) của mặt hàng nhập khẩu i [0, 1] là:

Với là độ co dãn chéo cố định

là giá mặt hàng i mà nhà nhập khẩu bán cho nhà sản xuất tại thời điểm t - j.

là chỉ số giá mà nhà nhập khẩu bán cho nhà sản xuất theo hợp đồng tại thời điểm t- j

Ct (t – j) là tổng cầu hàng hóa trung gian

Độ co giãn chéo giữa các mặt hàng trung gian được giả định bằng 1 thì chỉ số giá tổng hợptại thời điểm t là

pt = N -1 với pt (t – j) = lnPt (t – j)

nhập khẩu tại thời điểm t, tính bằng đồng nội tệ là:

Với St là tỉ giá hối đoái danh nghĩa

là chi phí vận chuyển iceberg doanh nghiệp nhập khẩu phải trả

Để tối đa hóa lợi nhuận trong cơ chế giá thả nổi, doanh nghiệp nhập khẩu đòi hỏi mức giá là:

Với là chênh lệch giá và (1+St Pt* là chi phí biên

được giả định là tuân theo Random walk process với phương sai của là

Trong giai đoạn đầu của hợp đồng, nhà nhập khẩu thiết lập mức giá Trong các giai đoạn cònlại, mức giá được tổng hợp thành tỉ lệ lạm phát tính bằng công thức

Tuy nhiên, các doanh nghiệp được phép rút ra khỏi hợp đồng trước thời hạn với điều kiệnphải chi trả chi phí cố định F (>0) Trong suốt giai đoạn đầu (N* >=1), các doanh nghiệp phảituân theo các quy tắc giá đã thỏa thuận trên hợp đồng Nếu doanh nghiệp quyết định rút khỏi hợpđồng sau N* thời kì, thì trong N – N* thời kì còn lại của hợp đồng, họ có thể đưa ra mức giá đòihỏi Vì các doanh nghiệp kí hợp đồng vào thời điểm t và quyết định rút ra tại thời điểm nên ta cótập hợp giá là:

Dựa trên hành vi tối ưu của doanh nghiệp, xác suất doanh nghiệp quyết định điều chỉnh giá

kiện) doanh nghiệp đang trong thời hạn hợp đồng sẽ tiếp tục duy trì hợp đồng trong giai đoạn kếtiếp Ở đây kí hiệu t trong dấu ngoặc đơn ý chỉ công thức này chỉ áp dụng cho tất cả doanhnghiệp tham gia hợp đồng mới tại thời điểm t Sau khi đặt giá hợp đồng mới tại thời điểm t, các

thất dự kiến được xác định là:

Với là hệ số chiết khấu Hàm số trên cho thấy giá trị tổn thất phụ thuộc vào giá trị tuyệtđối của lạm phát Khi lạm phát tăng (tương ứng với giá trị chi phí cố định), doanh nghiệp có thể

(hay độ dài trung bình của N* ngắn hơn) Trong trường hợp lạm phát rất cao, thì k(t) = 0 (hay N* =1) và ta có tập hợp giá cho N giai đoạn là Trong trường hợp lạm phát rất thấp, k(t) = 1 (hay N* =N) và có tập hợp giá là Từ 2 trường hợp trên, ta rút ra được k(t) là hàm của biến lạm phát: k(t) =k()

Hiệu ứng truyền dẫn tỉ giá ERPT (trong ngắn hạn) được định nghĩa là đạo hàm bậc nhất củahàm theo biến Sử dụng đường cong Phillip động từ mô hình, ERPT có thể được xác định vớivới , nghĩa là ERPT phụ thuộc trực tiếp vào độ trễ của lạm phát

Ta dùng công thức tính giá tổng hợp, ta có:

được tính theo công thức

Từ đó, lạm phát động được xác định theo công thức:

Công thức trên cho thấy ERPT phụ thuộc vào độ trễ của lạm phát,

Giá trị tối ưu tính được như sau:

Hình 2: ERPT và lạm phát với N=3

c Trường hợp N giai đoạn

Thực hiện tương tự như trường hợp N=2 và N=3, ta có giá trị lạm phát tại thời điểm t pi t là

ERPT N giai đoạn:

ứng với lạm phát và giá trị ERPT chạy từ 1/N đến 1

Tóm lại, ERPT là hàm phi tuyến trơn với biến là lạm phát quá khứ và quá trình biến động củaERPT có thể được xác định bằng mô hình STAR theo các hàm dạng chữ U

2.2.2 Các biến đổi kinh tế lượng

Phần này sẽ giới thiệu mô hình chuỗi thời gian phi tuyến mà chúng ta sẽ sử dụng trong phântích thực nghiệm Có 3 dự đoán chính là mô hình lí thuyết ERPT sẽ kết hợp với mô hình thựcnghiệm

• Thứ 2, các ERPT có thể được thể hiện như một hàm đối xứng quanh giá trị 0 của tỷ lệ lạmphát trong quá khứ

là quá trình chuyển đổi đột ngột từ việc sử dụng tỷ lệ lạm phát trong quá khứ sang chuyểnđổi biến có thể kèm theo nhiều độ trễ Ngoại lệ duy nhất là một trường hợp đặc biệt của hợpđồng 2 giai đoạn Nó được dự đoán là một giả định về quá trình chuyển đổi thường xuyênrời rạc của mô hình TAR

Để kết hợp các chức năng này trong một mô hình tiết kiệm tham số, chúng tôi chủ yếu sửdụng mô hình STAR theo cấp số nhân (ESTRA), trong đó hàm chuyển đổi hình chữ U đối xứngđược trình bày bằng một hàm mũ:

Trong đó: là biến chuyển đổi

(>0) là một tham số xác định độ nhạy của quá trình chuyển đổi

Công thức này được sử dụng phổ biến trong mô hình STAR được đề xuất ban đầu bởiHaggan và Ozaki (1981) và sau đó tổng quát hóa bởi Granger và Terasvirta (1993) và Terasvirta(1994) Do mục đích nghiên cứu của chúng tôi là xác định mối quan hệ giữa , chúng tôi ước tínhhai biến thể của mô hình ESTAR như sau:

(2)

Trong đó: εt tuân theo quy luật phân phối độc lập (0, σ2

ε)

Lưu ý rằng chiều dài độ trễ ở phía bên phải (2) có được từ dự đoán của các mô hình lý thuyết

sẽ được cung cấp trong phần phụ lục Trong mô hình lý thuyết đưa ra nhiều biến chuyển đổi ở đâytác giả xem xét đặc trưng xúc tích và sử dụng trung bình của tỷ lệ lạm phát trong quá khứ như làmột biến chuyển đổi duy nhất, Trong mô hình ESTAR này, tác giả quan tâm đến việc xác địnhERPT biến đổi theo thời gian được xác định:

Chúng ta áp đặt một giới hạn và để các ERPT rơi trong khoảng [0, 1] Ngoài mô hình Estar,

mô hình gốc của mình, tác giả cũng xem xét một khía cạnh khác của mô hình STAR dựa trênmột hàm chuyển đổi chữ U khác được xây dựng từ sự kết hợp của hai hàm logictic Biến thể của

mô hình logictic STAR (LSTAR) được nghiên cứu bởi Granger và Teräsvirta (1993) và Bec và

các cộng sự (2004) và đôi khi được gọi là mô hình LSTAR ba chế độ Ở đây, gọi là mô hình kép(hoặc đôi) LSTAR (DLSTAR) để nhấn mạnh sự hiện diện của hai hàm logictic Hàm chuyển đổitrong mô hình DLSTAR được cho như sau

Trong đó: (> 0) là những thông số xác định độ trơn của quá trình chuyển đổi trong vùngdương và âm

c1, c2 (> 0) là thông số vị trí

Ý nghĩa của tất cả các biến và tham số khác vẫn giữ nguyên như trong mô hình ESTAR Lúcnày, ERPT được tính

Có 2 lý do xem xét yếu tố kỹ thuật thay thế của hàm chuyển đổi Thứ nhất, như đã chỉ ra bởi

tiến tới vô cùng Do đó, mô hình này không lồng vào mô hình TAR với một quá trình chuyển đổiđột ngột như dự đoán của lý thuyết khi chỉ có hai doanh nghiệp trong nền kinh tế Ngược lại, mô

thể kết hợp cả hiệu chỉnh đối xứng ( và ) và không đối xứng () giữa vùng âm và dương

Vì vậy, tác giả có thể nghiên cứu các trường hợp ngoài mô hình đơn giản, có thể dự đoán mốiquan hệ đối xứng giữa ERPT và tỷ lệ lạm phát có độ trễ Trong ước lượng của các mô hìnhDLSTAR, tác giả sử dụng thông số điều chỉnh đối xứng và bất đối xứng

Chú ý rằng tất cả thông số kỹ thuật trong nghiên cứu của tác giả được trình bày như sau:

Mô hình ESTAR:

Mô hình DLSTAR, đối xứng Mô hình DLSTAR, bất đối xứng Tác giả sử dụng mô hìnhVan Dijk và các cộng sự (2002) và phương pháp nhân tử Lagrange (LM) để thử nghiệm mô hìnhtuyến tính chống lại mô hình STAR, dựa trên mô hình nhân tạo có dạng:

Để thì và là số dư hồi quy đầy đủ Sau đó, kiểm định thống kê LM có thể được tính nhưvới Thống kê LM tuân theo phân phối (chi bình phương ) với bậc tự do 3(2N+1) theo giảthuyết Để cải thiện mức giới hạn kích thước mẫu, Teräsvirta (1994) cũng đưa ra một biến thểcủa kiểm định LM

Thống kê F tuân theo phân phối F với bậc tự do 3(2N+1) và T-4(2N+1) Ngoài ra, tác giảcũng sử dụng biến phương sai cho các thử nghiệm LM được đề nghị bởi Granger và Teräsvirta(1993) và biểu thị các số liệu thống kê này bởi LM * Trong nghiên cứu Teräsvirta (1994), hồiquy phụ trợ (3) có thể được tiếp tục sử dụng để chọn thông số kỹ thuật giữa các mô hình STARthay thế Trong phần nội dụng này, kiểm nghiệm F với so với được sử dụng cho mô hình Estarchống lại một mô hình bất đối xứng DLSTAR (F3) Tương tự, kiểm định F với so với được sửdụng cho mô hình đối xứng DLSTAR với một mô hình Estar Cuối cùng, thử nghiệm F cho so

2.2.3 Kết Quả Thực Nghiệm

a Dữ liệu và kiểm định tuyến tính.

Dữ liệu được sử dụng trong ước lượng mô hình STAR lấy từ nguồn IFS (Cục thống kê củaQuỹ tiền tệ quốc tế) Biến hồi quy độc lập chính để ước lượng hồi quy ERPT là logarit các thayđổi của dữ liệu theo tháng của tỉ giá hối đoái và giá nhập khẩu theo đồng ngoại tệ Chỉ số giánhập khẩu Mỹ được tính bằng giá đồng USD mà các nhà nhập khẩu trả,

nhập khẩu được tính trên cơ sở giá F.O.B hay C.I.F phụ thuộc vào đặc điểm của mỗi ngành côngnghiệp Cả hai cách tính đều phải có giả định chi phí giao dịch iceberg không đổi (tương ứng vớigiá nhập khẩu tính bằng đồng nội tệ) và đều dùng công thức tính trên

Vì lạm phát là biến chuyển đổi phụ thuộc nên trong mô hình, chúng tôi sử dụng chỉ số giá sảnxuất thay vì chỉ số giá tiêu dùng bởi vì giá nội địa trong mô hình là giá nhà sản xuất cuối cùng

PPIt là chỉ số giá sản xuất của Mỹ đã điều chỉnh theo mùa

Hình 3: Lạm phát được tính bằng chỉ số giá sản xuất

Trong hình 3, quan sát giai đoạn từ 1/1975 đến 12/2007, ta thấy thời kì lạm phát cao ở cuốithập niên 70 và thời kì lạm phát tương đối ổn định vào đầu thập niên 80 cũng như sự trỗi dậy gầnđây khi giá dầu tăng lên

Qua kiểm định bước đầu kiểm định tuyến tính LM trên các loại mô hình STAR Chọn N=6,

ta có kết quả khi d chạy từ 1 đến 6 cho tổng bằng 1 Cả 3 kiểm định LM, Fl và LM* đều cho kếtquả khá chắc chắn về mối quan hệ phi tuyến của ERPT và lạm phát trong tất cả các giá trị d

b Mô hình ESTAR

Các bước kiểm định mô hình ESTAR:

Tìm độ trễ thích hợp cho biến chuyển đổi Chọn N=6, cho d chạy từ 1 đến 6, thực hiện hồiquy phi tuyến phương trình (2) theo phương pháp bình phương nhỏ nhất và chọn giá trị d nào chokết quả tổng bình phương phần dư nhỏ nhất Kết quả chọn d=3

- Với N=6, Kết quả ước lượng mô hình ESTAR có được như sau:

Với giá trị kiểm định t là các giá trị trong ngoặc nằm dưới các giá trị tham số.

là giá trị cho biết mức độ phù hợp của kiểm định

Se là sai số chuẩn của mô hình hồi quy

Obs là số quan sát

LM(1) và LM(1-12) là giá trị p-values của kiểm định lagrange theo thứ tự từ 1 đến 12

Dựa trên kết quả kiểm định các tham số, đồ thị hàm ERPT theo biến biến đổi

được thể hiện trong hình 4 với các điểm tròn là các điểm dữ liệu thực Đồ thị chothấy giá trị ERPT lớn nhất khi giá trị tuyệt đối của biến biến đổi (là giá trị lạm phát trung bìnhtính theo độ trễ d) vượt quá 2% Hình 5 biểu diễn ước lượng liên tục của ERPT biến động theothời gian dưới dạng đường trung bình 12 tháng và 2 dải sai số chuẩn Qua đồ thị, ta dễ dàng nhậnthấy 3 giai đoạn ERPT cực cao Giai đoạn thứ nhất tương ứng với thời kì khủng hoảng giá dầulần 2 vào cuối thập niên 70 Trong suốt thập niên 80 và 90, ERPT tương đối ổn định cho đến đầuthập niên 90 khi chỉ số giá sản xuất tương đối bất ổn Suốt thập niên tiếp theo, ERPT cao trở lại

do lạm phát tăng

Hình 4: Mô hình ERPT theo biến biến đổi: mô hình ESTAR

Hình 5: Mô hình ERPT theo thời gian: Mô hình ESTAR

c Mô hình DLSTAR đối xứng

Để chọn tham số trễ cho biến chuyển đổi và độ trễ cho các biến hồi quy độc lập trong môhình DLSTAR dạng đối xứng, chúng tôi sử dụng quy trình tương tự như khi ước lượng mô hìnhESTAR Chúng tôi chọn d = 1 và kết quả ước lượng như sau: