Ảnh hưởng của truyền dẫn tỷ giá, độ mở cửa thương mại đến tỷ lệ đánh đổi lạm phát sản lượng

Đầu tiên, bài viết phát triển một mô hình lý thuyết đơn giản dựa trên nghiên cứu của Daniels và VanHoose 2013 thể hiện ảnh hưởng tương tác của mức độ truyền dẫn và độ mở cửa đến mối quan

Nguyễn Thị Thu Quỳnh

ẢNH HƯỞNG CỦA TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ, ĐỘ MỞ CỬA THƯƠNG MẠI ĐẾN

TỶ LỆ ĐÁNH ĐỔI LẠM PHÁT & SẢN

LƯỢNG

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH – 4/2018



Nguyễn Thị Thu Quỳnh

ẢNH HƯỞNG CỦA TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ, ĐỘ MỞ CỬA THƯƠNG MẠI ĐẾN

TỶ LỆ ĐÁNH ĐỔI LẠM PHÁT & SẢN

LƯỢNG

Chuyên ngành: Tài chính- Ngân hàng

Mã ngành: 8340201

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

Hướng dẫn khoa học: TS Trần Thị Hải Lý

THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH – 4/2018

CỘNG HOÀ XÃ HỘI CHỦ NGHĨA VIỆT NAM

Độc lập – Tự do – Hạnh phúc _

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan rằng Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: “Ảnh hưởng của truyền dẫn tỷ

giá, độ mở cửa thương mại đến tỷ lệ đánh đổi lạm phát- sản lượng” này là công

trình nghiên cứu của tôi Những số liệu phục vụ cho việc phân tích, nhận xét, đánh giá trong bài nghiên cứu do tác giả thu thập được ghi chú nguồn gốc đáng tin cậy Các nội dung nghiên cứu và kết quả trong đề tài này là trung thực, được đúc kết từ quá trình học tập và nghiên cứu của tác giả

TP Hồ Chí Minh, ngày 13 tháng 04 năm 2018

Tác giả

Nguyễn Thị Thu Quỳnh

MỤC LỤC

TRANG PHỤ BÌA

LỜI CAM ĐOAN

MỤC LỤC

DANH MỤC CHỮ CÁI VIẾT TẮT, KÝ HIỆU

DANH MỤC BẢNG BIỂU

DANH MỤC HÌNH MINH HOẠ

TÓM TẮT

CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU 1

1.1 Lý do chọn đề tài 1

1.2 Mục tiêu nghiên cứu và đóng góp của đề tài 2

1.3 Nội dung nghiên cứu 3

1.4 Cấu trúc bài nghiên cứu 4

CHƯƠNG 2 TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 4

2.1 Độ mở cửa thương mại và lạm phát: 4

2.2 Độ mở cửa thương mại và tỷ lệ đánh đổi: 5

2.3 Các nghiên cứu về truyền dẫn tỷ giá 7

CHƯƠNG 3 PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 10

3.1 Nền tảng lý thuyết 10

3.1.1 Nền tảng vi mô của truyền dẫn tỷ giá 10

3.1.2 Mô hình lý thuyết 12

3.1.3 Truyền dẫn tỷ giá và sản lượng 13

3.1.4 Truyền dẫn tỷ giá, độ mở cửa thương mại và tỷ lệ đánh đổi 15

3.2 Dữ liệu và biến 19

3.2.1 Biến phụ thuộc: Sacrifice ratio (SAC) 19

3.2.2 Biến độc lập 22

3.3 Phương pháp thực nghiệm 25

3.3.1 Kiểm định Đa cộng tuyến 26

3.3.2 Kiểm định Phương sai thay đổi 26

3.3.3 Kiểm định Tự tương quan 26

3.3.4 Kiểm định Hausman 27

3.3.5 Mô hình Random Effects 27

3.3.6 Mô hình hồi quy biến công cụ IV 29

CHƯƠNG 4 KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU 30

4.1 Mô hình 1 30

4.2 Mô hình 2 32

4.3 Mô hình 3 33

4.4 Mô hình 4 35

4.5 Mô hình 5 36

4.5.1 Kiểm định biến nội sinh 36

4.5.2 Kiểm định biến công cụ 37

4.6 Kết quả khi loại trừ giá trị ngoại lai 37

CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN 39

5.1 Tổng kết nghiên cứu 39

5.2 Hạn chế của bài nghiên cứu và hướng mở rộng 39

5.2.1 Đối với mô hình lý thuyết: 39

5.2.2 Đối với mô hình thực nghiệm: 40 TÀI LIỆU THAM KHẢO

PHỤ LỤC

DANH MỤC CHỮ CÁI VIẾT TẮT, KÝ HIỆU

CPI Chỉ số giá tiêu dùng

GDP Tổng sản phẩm quốc nội

IMF Quỹ tiền tệ Quốc tế

OLS Phương pháp bình phương nhỏ nhất

GLS Phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát

2SLS Hồi quy 2 giai đoạn

OECD Tổ chức Hợp tác và Phát triển kinh tế

DANH MỤC BẢNG BIỂU

Bảng 3.1: Thống kê mô tả các biến cho 20 quốc gia từ 1980-2016a 21Bảng 3.2: Ma trận hệ số tương quan giữa các biến giải thích 25Bảng 3.3: Kiểm định đa cộng tuyến 26Bảng 4.1: Kết quả hồi quy Random Effect: Kiểm định tỷ lệ đánh đổi cho 20 quốc gia, 1980-2016 (robust standard errors) 31Bảng 4.2: Kết quả hồi quy mô hình 5 36Bảng 4.3: Kết quả hồi quy khi loại bỏ giá trị ngoại lai: Kiểm định tỷ lệ đánh đổi cho

20 quốc gia, 1980-2016 (robust standard errors) 38

Danh mục bảng biểu ở phần Phụ lục

Bảng 6.1: Các giai đoạn giảm lạm phát và tỷ lệ đánh đổi tương ứng

Bảng 6.2: Ước tính truyền dẫn tỷ giá

Bảng 6.9: Kết quả kiểm tra giá trị ngoại lai bằng DFITS

Bảng 6.10: Mô hình 1 sau khi loại trừ giá trị ngoại lai

Bảng 6.11: Mô hình 2 sau khi loại trừ giá trị ngoại lai

Bảng 6.12: Mô hình 3 sau khi loại trừ giá trị ngoại lai

Bảng 6.13: Mô hình 4 sau khi loại trừ giá trị ngoại lai

Bảng 6.14: Mô hình 5 sau khi loại trừ giá trị ngoại lai

DANH MỤC HÌNH MINH HOẠ

Hình 3.1: VD cách ước tính tỷ lệ đánh đổi ở Hoa Kỳ giai đoạn giảm phát 2005-2009 20Hình 4.1 Mối quan hệ giữa SAC và Openness 34Hình 4.2: Mối quan hệ giữa SAC và Pass Through 35

tỷ lệ đánh đổi như thế nào Đầu tiên, bài viết phát triển một mô hình lý thuyết đơn giản dựa trên nghiên cứu của Daniels và VanHoose (2013) thể hiện ảnh hưởng tương tác của mức độ truyền dẫn và độ mở cửa đến mối quan hệ lạm phát – sản lượng Tiếp theo bài viết tiến hành kiểm định thực nghiệm bằng một mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên để tìm hiểu bản chất riêng lẻ của từng biến và bản chất tương tác của 2 biến đến tỷ lệ đánh đổi Kết quả cho thấy rằng mức độ truyền dẫn càng lớn càng làm tăng tỷ lệ đánh đổi, và mức độ mở cửa lớn hơn thì làm giảm tỷ lệ đánh đổi

và tương tác tổng hợp của truyền dẫn và độ mở cửa thương mại làm giảm tỷ lệ đánh đổi lạm phát – sản lượng

Từ khóa:

Truyền dẫn tỷ giá: Exchange rate pass through

Độ mở cửa thương mại: Openness

Tỷ lệ đánh đổi: Sacrifice ratio

Mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên: Random Effect Model

Hồi quy biến công cụ IV: Instrumental Variables Regression

CHƯƠNG 1 GIỚI THIỆU

1.1 Lý do chọn đề tài

Việc ngân hàng trung ương phải đối mặt với sự đánh đổi giữa lạm phát và sản lượng

là một trong những chủ đề nghiên cứu phổ biến trong nhiều năm qua Sự đánh đổi

có thể được hiểu là khi một ngân hàng trung ương hoạch định chính sách thiên về kiềm chế lạm phát thì họ phải chấp nhận một mức tăng trưởng kinh tế thấp hơn đồng nghĩa với việc sản lượng thấp hơn, và ngược lại Xuất phát từ vấn đề trên, nhiều nghiên cứu đã ra đời và không chỉ tập trung vào xem xét liệu rằng có tồn tại hay không mối quan hệ đánh đổi lạm phát sản lượng nữa mà họ đã mở rộng ra và xem xét có những yếu tố nào tác động lên mối quan hệ đánh đổi trên? Một số tác giả đề xuất rằng các đặc điểm của môi trường kinh tế có thể có ảnh hưởng đến đánh đổi lạm phát – sản lượng, như những dấu hiệu đầu tiên của lạm phát (Ball, Mankiw, Romer và 1988), sự mở cửa của nền kinh tế (Romer 1991) hay bản chất của hợp đồng lao động (Gordon 1982) (gồm có điều kiện lao động, tiền lương) vv…Ngày nay, khi nền kinh tế của các quốc gia trên thế giới ngày càng mở cửa và hội nhập thì càng có nhiều yếu tố gây ảnh hưởng đến mối quan hệ đánh đổi trên, chẳng hạn như mức độ mở cửa thương mại hay mức độ truyền dẫn tỷ giá…

Tiếp nối các nghiên cứu trên, nghiên cứu gần đây của Daniels và VanHoose (2013)

đã xem xét về việc liệu rằng có tác động của sự mở cửa thương mại và truyền dẫn tỷ giá1 đến sự đánh đổi giữa lạm phát và sản lượng hay không? và tác động đó như thế nào? Bài nghiên cứu của Daniels và VanHoose (2013) đã sử dụng một tỷ số để đại diện cho mối quan hệ đánh đổi giữa lạm phát và sản lượng đó chính là tỷ lệ đánh

đổi (sacrifice ratio) Theo lý thuyết kinh tế vĩ mô ta có thể hiểu tỷ lệ đánh đổi được

định nghĩa là một cách đo lường chi phí cắt giảm lạm phát, cũng là số GDP một năm cần thiết để giảm 1 điểm phần trăm lạm phát Như vậy lấy cơ sở từ bài nghiên

1 Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá thường được hiểu là mức % thay đổi giá trong nước tính bằng đồng tiền của nước nhập khẩu khi tỷ giá tiền tệ giữa các đối tác thương mại thay đổi 1% Nói cách khác, hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá chính là độ co giãn của giá trong nước so với tỷ giá

cứu trên bài viết này sẽ xem xét và kiểm định xem tác động riêng lẻ cũng như đồng thời của truyền dẫn tỷ giá và độ mở cửa đến tỷ lệ đánh đổi thông qua một số quốc gia trên thế giới trong một khoản thời gian nhất định

1.2 Mục tiêu nghiên cứu và đóng góp của đề tài

Bài viết này không tập trung về các yếu tố quyết định vi mô hay vĩ mô của mức độ truyền dẫn tỷ giá, cũng không phải tranh luận làm sao để nhà nước hoạch định chính sách tiền tệ tối ưu trong bối cảnh truyền dẫn Mà mục tiêu chính của nghiên cứu này là nhằm kiểm định tác động riêng lẻ của truyền dẫn tỷ gía, độ mở cửa thương mại và tác động tương tác tổng hợp của chúng đến tỷ lệ đánh đổi lạm phát – sản lượng

Từ những mục tiêu trên, nền tảng lý thuyết và kết quả thực nghiệm của bài nghiên cứu sẽ tập trung trả lời cho những câu hỏi chính sau đây:

1 Việc mở cửa thương mại có ảnh hưởng gì đến sự đánh đổi lạm phát và sản lượng của các quốc gia?

2 Truyền dẫn tỷ giá có ảnh hưởng đến mối quan hệ đánh đổi lạm phát sản lượng hay không? Và ảnh hưởng qua những kênh nào?

3 Tác động tổng hợp của độ mở cửa thương mại và mức độ truyền dẫn tỷ giá đến sự đánh đổi trên như thế nào?

Đóng góp của bài nghiên cứu: Bài nghiên cứu này đã tổng hợp một mô hình lý thuyết đơn giản lấy từ Daniels và VanHoose (2013) lý giải các vấn đề như: nền tảng

vi mô của truyền dẫn tỷ giá; mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá và sản lượng; hay là mối quan hệ truyền dẫn tỷ giá, độ mở cửa thương mại và tỷ lệ đánh đổi Từ nền tảng

lý thuyết trên, sử dụng một mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên, bài viết đã kiểm định và cho ra kết quả cung cấp bằng chứng định lượng cho mối quan hệ trên Trước đây đã

có nhiều nghiên cứu tác động của truyền dẫn tỷ giá đến yếu tố lạm phát trong nước, tuy nhiên bài nghiên cứu này không nghiên cứu tác động trực tiếp đến lạm phát như

các nghiên cứu cũ mà nghiên cứu gián tiếp thông qua tỷ lệ đánh đổi (chứa đựng biến động của lạm phát), đó cũng là một đóng góp mới của bài viết

1.3 Nội dung nghiên cứu

Đầu tiên, bài nghiên cứu này sẽ đưa ra một mô hình lý thuyết đơn giản lấy từ Daniels và VanHoose (2013) để chỉ rõ làm thế nào mức độ truyền dẫn và mức độ

mở cửa có thể tác động đến tỷ lệ đánh đổi và làm thế nào hai yếu tố này có thể tương tác và ảnh hưởng đến tỷ lệ đánh đổi Mô hình này dự đoán rằng khi mức độ truyền dẫn lớn hơn sẽ làm tăng tác động cùng chiều hoặc làm giảm tác động nghịch chiều của sự mở cửa đến tỷ lệ đánh đổi Cuối cùng, mô hình chỉ ra rằng tác động tổng thể của sự mở cửa thương mại đến tỷ lệ đánh đổi có khả năng là chưa xác định khi xem xét thêm yếu tố tác động của mức độ truyền dẫn tỷ giá vào nền kinh tế Tiếp tục phát triển với mô hình thực nghiệm, bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu 20 quốc gia trong giai đoạn 1980-20162, tiến hành ước tính tỷ lệ đánh đổi, mức độ truyền dẫn tỷ giá… và kiểm định cho mối quan hệ riêng lẻ cũng như tổng hợp của mức độ mở cửa và mức độ truyền dẫn đến tỷ lệ đánh đổi Đầu tiên bài nghiên cứu kiểm tra cho mô hình bằng các kiểm định đa cộng tuyến, kiểm định phương sai thay đổi và kiểm định tự tương quan, tiếp đó sử dụng kiểm định Hausman để chọn ra mô hình phù hợp cho bài nghiên cứu chính là mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên Kết quả kiểm định thấy rằng mức độ truyền dẫn trực tiếp ảnh hưởng đến tỷ lệ đánh đổi và có ảnh hưởng tới tác động của việc gia tăng sự mở cửa đến tỷ lệ đánh đổi Cụ thể, ở một mức độ truyền dẫn lớn hơn làm cho tỷ lệ đánh đổi cao hơn và làm giảm các tác động nghịch chiều của sự mở cửa đến tỷ lệ đánh đổi Đồng thời cung cấp những bằng chứng mạnh mẽ hơn, bài viết cũng sử dụng thêm một mô hình hồi quy biến công cụ IV để kiểm tra tính nội sinh của biến truyền dẫn tỷ giá, kết quả cho thấy biến này không bị nội sinh và mô hình của bài viết là đủ mạnh

2 Trong đó có Việt Nam chỉ từ năm 1997-2016, do hạn chế về mặt thu thập số liệu

1.4 Cấu trúc bài nghiên cứu

Với nội dung nghiên cứu như trên, bài viết được trình bày như sau:

Chương 1 - Giới thiệu tổng quan đề tài: trong phần này trình bày tổng quan các vấn

đề trong bài nghiên cứu này

Chương 2 - Tổng quan các nghiên cứu trước đây về mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ

giá, mức độ mở cửa thương mại và tỷ lệ đánh đổi lạm phát – sản lượng Gồm có các nghiên cứu về truyền dẫn tỷ giá, quan hệ giữa độ mở cửa thương mại và lạm phát cũng như giữa độ mở cửa thương mại và tỷ lệ đánh đổi

Chương 3 - Trình bày phương pháp nghiên cứu của bài gồm các nền tảng lý thuyết

và quá trình kiểm định thực nghiệm bằng mô hình Quy trình chọn mẫu, nguồn dữ liệu cũng được trình bày trong phần này

Chương 4 - Trình bày kết quả thực nghiệm, tổng hợp và thảo luận kết quả thu được Chương 5 - Tổng kết toàn bộ bài nghiên cứu, thảo luận về hướng phát triển của đề

tài và các hạn chế mà đề tài gặp phải

2.1 Độ mở cửa thương mại và lạm phát:

Mở cửa thương mại có ảnh hưởng đến lạm phát hay không? Một trong những

nghiên cứu tiên phong là Romer (1993), ông tìm thấy một mối quan hệ nghịch biến

giữa lạm phát và mức độ mở cửa thương mại quốc tế ở các quốc gia Điều này châm ngòi cho một số nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm sau này về tác động của việc

mở cửa đến lạm phát trong nước Romer thấy rằng tỷ lệ lạm phát thấp hơn ở những nền kinh tế mở, ngoại trừ một vài nhóm nhỏ các nước phát triển cao Romer lập luận rằng mở cửa thương mại càng lớn càng tăng cường tác động nghịch biến do sự

mở rộng sản lượng trong nước, do đó làm giảm động cơ đối với một ngân hàng trung ương để tham gia vào hoạch định chính sách lạm phát

Lane (1997) cũng nghiên cứu về mối quan hệ giữa độ mở cửa và lạm phát, tuy

nhiên đặc biệt hơn ông phát triển trên một mô hình áp dụng cho một số nền kinh tế

mở nhỏ với các ngành phi ngoại thương được đặc trưng bởi hình thức độc quyền và giá cả cứng nhắc3 Ông nhận thấy rằng sự mở cửa thương mại càng lớn càng làm giảm sản lượng tiềm năng và tăng lạm phát không mong đợi phát sinh từ các ngành phi ngoại thương Lý do là bởi vì các sản phẩm trong ngành phi ngoại thương thường có giá cả ít thay đổi, trong khi đó tính chất độc quyền làm cho các công ty cắt giảm sản lượng sản xuất và tăng giá để tìm kiếm mức lợi nhuận cao, do đó là một trong các nguyên nhân dẫn đến lạm phát

Tiếp theo, vào năm 1999 Karras sử dụng dữ liệu hằng năm 1953-1990 cho 38 quốc

gia nghiên cứu xem liệu rằng những tác động của chính sách tiền tệ lên sản lượng

và mức giá có phụ thuộc vào độ mở cửa của nền kinh tế hay không Ông tìm thấy khi nền kinh tế mở cửa hơn có thể làm giảm tác động của chính sách tiền tệ lên sản lượng nhưng lại tăng tác động của chính sách tiền tệ lên lạm phát Ông cũng lập luận thêm rằng khi tiền lương danh nghĩa lớn hơn thì tăng cường mở cửa thương mại có thể làm giảm động lực tăng lạm phát của ngân hàng trung ương

Ta có thể thấy các giải thích của Romer, Lane, và Karras ngụ ý rằng những tác động của sự mở cửa đến lạm phát là do các can thiệp chính sách của ngân hàng trung ương Trong khi đó việc hoạch định chính sách lạm phát của ngân hàng trung ương thì phụ thuộc chủ yếu vào hai yếu tố chính: thứ nhất là sự ưu tiên chính sách thiên

về sản lượng hay lạm phát, và thứ hai là sau đó phải đối mặt với sự đánh đổi giữa lạm phát và sản lượng Từ động cơ trên đã nảy sinh các nghiên cứu sau này nghiên cứu trực tiếp cho mối quan hệ giữa độ mở cửa thương mại và sự đánh đổi giữa lạm phát và sản lượng

2.2 Độ mở cửa thương mại và tỷ lệ đánh đổi:

Đầu tiên, Temple (2002) có một nghiên cứu về độ mở cửa thương mại, lạm phát và

đường cong Phillips, tuy nhiên phần lớn bài này chỉ xem xét mối quan hệ giữa độ

3 Tình trạng giá cả ít thay đổi, thường ít khi giảm

mở cửa thương mại và lạm phát, và tìm thấy rất ít bằng chứng cho rằng tăng cường

mở cửa thương mại làm giảm tỷ lệ đánh đổi ở các nước

Sau đó, Daniels và cộng sự (2005) thì có bằng chứng dữ liệu cho thấy khi ngân

hàng trung ương độc lập hơn thì tăng cường mở cửa thương mại thực sự làm tăng tỷ

lệ đánh đổi, tức là có một mối quan hệ đồng biến giữa mở cửa thương mại và tỷ lệ đánh đổi

Daniels và VanHoose (2006) ủng hộ với quan điểm rằng sự mở cửa thương mại lớn

hơn làm tăng tỷ lệ đánh đổi trong một nền kinh tế mở với các công ty xác định hợp đồng tiền lương danh nghĩa Bằng các lập luận lý thuyết ông thấy rằng khi cạnh tranh giữa các công ty lớn hơn, làm giảm quyền định giá của họ và làm tăng tác

động của sản lượng đến sự thay đổi trong tỷ lệ lạm phát Badinger (2009) cũng đã

thu được kết quả phù hợp với dự đoán này trong phân tích dữ liệu từ 91 quốc gia trong khoảng thời gian 1985-2004

Tác động mở cửa thương mại đến tỷ lệ đánh đổi có giống nhau ở các nước? Daniels

và VanHoose chỉ ra rằng tác động của tăng cường mở cửa thương mại đến tỷ lệ đánh đổi có thể khác nhau giữa các nước bởi những yếu tố cấu trúc khác nhau Các

yếu tố đó có thể là: chế độ chính trị (Caporale và Caporale, 2008), thuế thu nhập lũy tiến (Daniels và VanHoose, 2009a), chu chuyển vốn (Daniels và VanHoose, 2009b ), cấu trúc thị trường lao động (Bowdler và Nunziata, 2010), hay dựa vào các mặt hàng nhập khẩu trong sản xuất (Pickering và Valle, 2012)

Bowdler (2009) kiểm định mối quan hệ giữa sự mở cửa và tỷ lệ đánh đổi khi có sự

ảnh hưởng của chế độ tỷ gía Tác giả sử dụng dữ liệu từ năm 1980-1990 và tìm ra một mối quan hệ ngược chiều giữa độ mở cửa và tỷ lệ đánh đổi, điều này tương phản với nghiên cứu của Daniels và cộng sự (2005) Lý do tác giả giải thích cho sự trái ngược này là đối với giai đoạn sau 1980 bên cạnh chính sách tiền tệ thì các nước đã quan tâm đến chiến lược chống lạm phát, do đó trong thời kỳ nhà nước giảm lạm phát thường kết hợp với tăng tỷ giá hối đoái thực và chính điều này đã

dẫn đến một tác động âm giữa độ mở cửa và tỷ lệ đánh đổi Tác giả còn thấy rằng tác động âm này càng mạnh mẽ hơn khi nhà nước sử dụng cơ chế tỷ giá linh hoạt

Cavelaars (2009) thì thấy rằng bản chất của mối quan hệ giữa độ mở cửa và tỷ lệ

đánh đổi có khả năng bị ảnh hưởng bởi chi phí thương mại và mức độ cạnh tranh trên thị trường hàng hóa, nhưng ông chưa tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ cho chiều của mối quan hệ trên

Có thể thấy trên đây đã có nhiều quan điểm trái ngược nhau làm cho mối quan hệ giữa độ mở cửa và tỷ lệ đánh đổi trở nên khó xác định Nghiên cứu mới đây của

Daniels và VanHoose (2013) cung cấp một động lực mới cho lý do tại sao tác động

của độ mở cửa đến tỷ lệ đánh đổi bị mơ hồ về mặt lý thuyết Tác giả cho rằng yếu tố truyền dẫn tỷ giá có thể ảnh hưởng đến mối quan hệ trên, nên họ tập trung vào nghiên cứu trên cả lý thuyết và thực nghiệm sự tương tác giữa mức độ mở cửa và mức độ truyền dẫn tỷ giá đến tỷ lệ đánh đổi Về mặt lý thuyết Daniels và VanHoose lập luận dựa trên ảnh hưởng của truyền dẫn qua 2 kênh: trực tiếp thông qua mức giá

cả và gián tiếp thông qua tỷ giá hối đoái Kết quả mô hình lý thuyết vẫn chưa thể xác định khi các tác động là ngược chiều nhau đối với 2 kênh trên Họ tiếp tục kiểm định thực nghiệm với mô hình dữ liệu bảng gồm 20 nước từ 1971 đến 2004 Và kết quả thực nghiệm của họ cho thấy độ mở cửa có tác động ngược chiều với tỷ lệ đánh đổi (phù hợp với Bowdler (2009)), mức độ truyền dẫn tỷ giá có quan hệ cùng chiều với tỷ lệ đánh đổi, trong khi tác động tổng hợp của 2 yếu tố này thì cùng chiều với

tỷ lệ đánh đổi

2.3 Các nghiên cứu về truyền dẫn tỷ giá

Vì bài nghiên cứu này đang tập trung vào nghiên cứu tác động tổng hợp của 2 yếu

tố độ mở cửa thương mại và mức độ truyền dẫn tỷ giá đến tỷ lệ đánh đổi nên trong Chương 2 này cũng sẽ đi qua sơ lược một số nghiên cứu trước đây về truyền dẫn tỷ giá Câu hỏi đặt ra là “Truyền dẫn tỷ giá là gì? Và làm cách nào để xác định được mức độ truyền dẫn tỷ giá, truyền dẫn tỷ giá ảnh hưởng đến lạm phát của một quốc gia như thế nào?”

Truyền dẫn tỷ giá được hiểu theo nhiều góc độ khác nhau: nghiên cứu của Goldberg

và Knetter (1996) hay Olivei (2002): nó được định nghĩa là phần trăm thay đổi

trong giá nhập khẩu do 1% thay đổi tỷ giá hối đoái danh nghĩa gây ra Nghiên cứu

của tác giả Mc.Carthy, J (2000) thì xem xét dưới góc độ là mức chuyển của tỷ giá

và giá nhập khẩu đến giá cả sản xuất nội địa PPI và giá tiêu dùng CPI Một số bài

nghiên cứu khác như Lian (2006) và Nkunde Mwase (2006), khái niệm về truyền

dẫn tỷ giá hối đoái thường được hiểu rộng hơn, đó là mức chuyển của cú sốc tỷ giá vào trong các chỉ số giá, bao gồm chỉ số giá nhập khẩu, chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng, theo đó “truyền dẫn tỷ giá hối đoái là phần trăm thay đổi của các chỉ

số giá trong nước khi tỷ giá hối đoái danh nghĩa thay đổi 1%”

Taylor (2000) cho rằng mức truyền dẫn tỷ giá là nhân tố ngoại sinh tác động đến

chính sách tiền tệ và sự ổn định tiền tệ của một quốc gia Chính sách tiền tệ của một quốc gia càng ổn định và lạm phát càng thấp thì độ mở rộng của truyền dẫn tỷ giá

càng nhỏ Gagnon và Ihrig (2004) cũng đồng tình với quan điểm trên khi lập luận

rằng cơ quan hoạch định chính sách ngày càng tập trung nhiều hơn vào ổn định lạm phát dẫn đến lạm phát trung bình thấp hơn và mức độ truyền dẫn cũng giảm

Để ước tính mức độ truyền dẫn, Campa và Goldberg (2005) sử dụng ước lượng dữ

liệu bảng và lập luận giải thích sự khác nhau cũng như sự thay đổi theo thời gian của truyền dẫn tỷ giá giữa các quốc gia Họ cho rằng lạm phát, biến động tỷ giá danh nghĩa, và các yếu tố vĩ mô khác như sản lượng… đóng một vai trò quan trọng việc ước tính truyền dẫn Và họ cũng tìm thấy rằng những thay đổi trong cơ cấu thương mại đặc biệt là sự dịch chuyển sản xuất lớn hơn so với nhập khẩu của một quốc gia góp phần làm cho mức độ truyền dẫn thấp hơn

Ngoài ra, Marazzi et al (2005) có một nghiên cứu ở Trung Quốc cho thấy ngoài sự

thay đổi trong cơ cấu nhập khẩu, thì sự phát triển thương mại của Trung Quốc có thể làm giảm mức độ truyền dẫn tỷ giá của Mỹ Họ cho rằng các nước mà truyền dẫn tỷ giá bị giảm lớn nhất là những nước trong đó có giao dịch thương mại phần

lớn với Trung Quốc Sau đó ở một mức độ vĩ mô, Flamini (2007) và Adolfson

(2007) tập trung vào việc thiết kế các chính sách tiền tệ tối ưu và cho thấy mức độ

truyền dẫn tỷ giá có thể quy định sự hiệu quả của chính sách tiền tệ Do đó, kiểm soát mức độ truyền dẫn có thể cải thiện chính sách tiền tệ và do đó làm giảm lạm phát trung bình

Theo lý thuyết thì những thay đổi trong tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát qua các chỉ số giá theo hai kênh là trực tiếp và gián tiếp:

Kênh truyền dẫn trực tiếp: theo Nicoleta (2007), có thể nhìn thấy khi một cú sốc

trong tỷ giá làm giảm giá đồng nội tệ Điều này khiến giá cả hàng hóa nhập khẩu trở nên mắc hơn, tức ảnh hưởng đến chỉ số giá nhập khẩu Nếu hàng hóa đó được dùng cho mục đích tiêu dùng cuối cùng, giá nhập khẩu sẽ ảnh hưởng lên chỉ số giá tiêu dùng; hoặc nếu hàng hóa nhập khẩu là nguyên nhiên vật liệu dùng cho quá trình sản xuất, sẽ khiến chi phí sản xuất tăng cao, và như một hệ quả đẩy giá tiêu dùng tăng, gây ra áp lực lạm phát

Kênh truyền dẫn gián tiếp: hàm ý khi có sự mất giá của đồng nội tệ, sẽ khiến hàng

hóa trong nước rẻ hơn, dẫn đến cầu xuất khẩu của quốc gia tăng Điều này sẽ gây ra một gia tăng trong cầu lao động, tiền lương và sau đó là tổng cầu, như một hệ quả,

có thể khiến lạm phát tăng Tuy nhiên, ảnh hưởng này chỉ có thể diễn ra trong dài hạn, vì tính chất cứng nhắc của giá cả trong ngắn hạn Bên cạnh đó, tình trạng đô la hóa ngày càng tăng trong nền kinh tế có thể là một nhân tố làm khuếch đại hiệu ứng truyền dẫn gián tiếp này Một khi tỷ giá biến động tăng, đồng nội tệ mất giá sẽ khiến cho giá cả các tài sản được định giá bằng đồng ngoại tệ (như bất động sản, hàng hóa xa xỉ như ô tô…) sẽ tăng lên Và đây là nguyên nhân khiến giá cả tiêu dùng tăng

Cơ chế truyền dẫn tỷ giá có thể diễn ra một cách hoàn hảo, không hoàn hảo hoặc không xảy ra tùy vào đặc điểm kinh tế của từng quốc gia Khi cơ chế này xảy ra hoàn hảo, 1% phá giá nội tệ sẽ làm tăng 1% giá cả nội địa và ngược lại Nếu đồng nội tệ phá giá nhưng không làm thay đổi giá cả tính bằng nội tệ, ta nói rằng cơ chế

truyền dẫn tỷ giá đã không xảy ra Trường hợp 1% phá giá làm tăng giá cả ít hơn 1% khi cơ chế truyền dẫn tỷ giá diễn ra không hoàn hảo

Trên đây là tóm tắt sơ lược các nghiên cứu trước đây về truyền dẫn tỷ giá, độ mở cửa thương mại, tỷ lệ đánh đổi và các mối liên hệ giữa chúng Phần tiếp theo bài viết sẽ trình bày về các nền tảng lý thuyết, sau đó là cách ước lượng tỷ lệ đánh đổi, mức độ truyền dẫn… cũng như kiểm định thực nghiệm cho các ảnh hưởng của độ

mở cửa thương mại, mức độ truyền dẫn tỷ giá đến tỷ lệ đánh đổi lạm phát-sản lượng

3.1 Nền tảng lý thuyết

3.1.1 Nền tảng vi mô của truyền dẫn tỷ giá

Đầu tiên, Campa và Goldberg (2005) đã đề cập một mô hình lý thuyết về truyền

dẫn tỷ giá như sau: ký hiệu p M là chỉ số giá tính bởi các nhà sản xuất nước ngoài tại thị trường trong nước (đo bằng đơn vị tiền tệ nước ngoài) được xác định bằng phần

mu* cộng với chi phí biên của nhà sản xuất nước ngoài, mc*, như vậy

𝐩𝐌 = 𝐦𝐮∗(𝛄) + 𝛄𝐦𝐜∗ (𝟏) trong đó γ là tham số đo lường mức độ truyền dẫn (từ 0 đến 1), bằng 1 nếu truyền dẫn hoàn toàn, bằng 0 nếu không truyền dẫn Phần mu* được giả định là một hàm

số của giá cả (tính bằng đơn vị tiền tệ nước ngoài) xác định bằng cạnh tranh của các nhà sản xuất trong nước (𝐩 − 𝐬) và một chỉ số cố định trong nền kinh tế tổng hợp, 𝛟:

𝐦𝐮∗(𝛄) = 𝛟 + (𝟏 − 𝛄)(𝐩 − 𝐬) (𝟐)

Các chi phí biên của nhà sản xuất nước ngoài được tính bằng giá tính bởi các nhà

sản xuất nước ngoài tại thị trường nước ngoài và ký hiệu là p* Giá này phụ thuộc tiền lương tại thị trường nước ngoài w* và nguồn cầu tại các thị trường nước ngoài

cũng chính là thu nhập nước ngoài, y* Chi phí biên của các nhà sản xuất nước

ngoài, do đó, được thể hiện như

𝐦𝐜∗= 𝛗𝐰∗+ 𝛗𝐲∗= 𝐩∗ (𝟑)

Do đó, chỉ số giá tính bởi các nhà sản xuất nước ngoài tại thị trường trong nước là

𝐩𝐌 = 𝛟 + (𝟏 − 𝛄)(𝐩 − 𝐬) + 𝛄(𝛗𝐰∗+ 𝛗𝐲∗) (𝟒)

Với chỉ số cố định 𝛟 được chuẩn hóa để thống nhất (vì vậy mà log của chỉ số này,

ϕ, bằng không), và thay p* vào phương trình (4), chỉ số giá tính bởi các nhà sản

xuất nước ngoài tại thị trường trong nước có thể được thể hiện ngắn gọn hơn như sau

𝐩𝐌 = (𝟏 − 𝛄)(𝐩 − 𝐬) + 𝛄𝐩∗ (𝟓)

Chỉ số này chỉ ra rằng:

 Không truyền dẫn khi γ = 0 và p M = p – s, tức là chỉ số giá trong nước chỉ

phụ thuộc vào sự cạnh tranh của các doanh nghiệp trong nước

 Truyền dẫn hoàn toàn khi γ = 1 và p M = p*, tức là chỉ số giá trong nước phụ

thuộc hoàn toàn vào chi phí biên của nhà sản xuất nước ngoài

 Còn truyền dẫn không đầy đủ khi, 0 <γ <1, tức là chỉ số giá trong nước phụ

thuộc vào cả 2 yếu tố trên Theo Campa và Goldberg, chỉ số giá này cho phép truyền dẫn phụ thuộc vào các yếu tố tiềm ẩn như cơ cấu ngành công nghiệp và cạnh tranh

Như đã nói ở trên, mục tiêu của bài viết này không phải là tranh luận về các yếu tố

quyết định truyền dẫn tỷ giá hối đoái, nên trong mô hình thực nghiệm của bài viết, γ

không phải là biến nội sinh mà là một biến ngoại sinh Và bài viết đã sử dụng các

ước lượng truyền dẫn của Campa và Goldberg (2005) để ước tính biến ngoại sinh

này

3.1.2 Mô hình lý thuyết

Để kiểm tra ảnh hưởng của mức độ truyền dẫn trong mối quan hệ lạm phát – sản

lượng của một quốc gia, chúng ta xem xét một mô hình phát triển trong Daniels và VanHoose (2006)

Trong mô hình này, i tượng trưng cho các ngành Mỗi ngành có chứa một số lượng

lớn công nhân, công ty và sản xuất sản phẩm giống hệt nhau, khác với sản phẩm được sản xuất trong các ngành khác Theo Ball (1988) và Duca và VanHoose (2000) có giả định rằng độ co giãn của cầu theo giá giống hệt nhau giữa các ngành,

mục đích là để đơn giản và dễ kiểm soát Trong i ngành này gồm có: phần Ω đại

diện cho các doanh nghiệp với thị trường lao động tại chỗ và đã xác định tiền lương danh nghĩa4, và phần còn lại, 1- Ω, đại diện cho số công ty có lực lượng lao động

xác định tiền lương theo cân bằng trên thị trường tức là không ký hợp đồng tiền lương danh nghĩa

Theo đó sản lượng sản xuất bởi một công ty được đưa ra trong ngành i là

𝐲𝐢 = 𝛂𝐥𝐢 (𝟔)

y i là log của sản lượng và l i là log số công nhân của một công ty trong ngành i Nguồn cầu sản lượng của công ty trong ngành i chiếm một phần trong tổng sản lượng trong nước là

𝐲𝐢 − 𝐲 = −𝛆(𝐩𝐢 − 𝐩) (𝟕)

Trong đó: 𝐲 = ∫ 𝐲𝟎𝟏 𝐢𝐝𝐢 là log của tổng sản lượng trong nước;

𝐩 = ∫ 𝐩𝟎𝟏 𝐢𝐝𝐢 là log của chỉ số giá được tính bởi các công ty trong nước;

và ε > 1 là độ co giãn của cầu theo giá

4 Tiền lương danh nghĩa là mức tiền mà người lao động kí kết hợp đồng với chủ lao động được pháp luật thừa nhận Không phụ thuộc vào các yếu tố khác nó là khoản tiền lương cố định từ khi thực hiện một chu kì lao động Trên danh nghĩa thì khoản tiền này sẽ không thay đổi

Thu nhập trong nước được xác định bởi phương trình

𝐲 = 𝐦 − 𝐩 (𝟖)

m là log của cung tiền và log của vận tốc tạo tiền đã được chuẩn hóa với giá trị

zero Điều kiện cân bằng thu chi trong nước của quốc gia (theo Canzoneri và Henderson, 1991; hay Bryson và cộng sự, 1993) được cho bởi

𝐲 = 𝛈(𝐩𝐌+ 𝐬 − 𝐩) + (𝟏 − 𝛃)𝐲 + 𝛃∗𝐲∗ (𝟗)

Trong đó: 𝛈 là độ co giãn của chi tiêu kỳ vọng đối với tỷ giá hối đoái thực

β và β*, là phân số, là khuynh hướng nhập khẩu trong nước và nước

ngoài;

p M là log của chỉ số giá tính bởi nhà sản xuất nước ngoài;

s là log của giá nội tệ so với ngoại tệ (đại diện cho tỷ giá hối đoái);

và y* là log của tổng sản lượng nước ngoài

3.1.3 Truyền dẫn tỷ giá và sản lượng

Daniels và VanHoose (2006) tiếp tục phát triển mô hình trên với một nền kinh tế

mở và mức độ truyền dẫn không đầy đủ, giả định rằng sản lượng nước ngoài và chỉ

số giá nước ngoài là ngoại sinh và được chuẩn hóa Vì vậy, y* và p* bằng 0, và khi

đó β* trong phương trình (9) trở nên không thích hợp cho việc phân tích

Do đó tác giả sử dụng phiên bản khác của phương trình (6) đến (9) L i là hàm cầu lao động tuyến tính logarit cho công ty i (với hệ số chặn bị bỏ qua bởi vì nó không

có vai trò trong phân tích tiếp theo), ta xét hàm cầu:

𝐥𝐢𝐝 =−𝛆(𝐰𝐢 − 𝐩) + 𝛈(𝐬 − 𝐩) + (𝟏 − 𝛃)(𝐦 − 𝐩)

𝛂 + 𝛆 − 𝛂𝛆 (𝟏𝟎)

w i là log tiền lương danh nghĩa của công ty

Người lao động có thể tiêu thụ cả sản phẩm sản xuất trong nước và hàng hoá sản xuất nước ngoài Do đó, nguồn cung lao động cho các công ty phụ thuộc vào mức

lương thực tế được tính theo mức giá chung mà công nhân phải trả cho một rổ hàng hóa trong nước và nước ngoài (chính là chỉ số giá tiêu dùng (𝟏 − 𝛃)𝐩 + 𝛃(𝐩𝐌+𝐬)) và độ co giãn cung lao động 𝛌 > 0, ta xét hàm cung:

𝐥𝐢𝐬 = 𝛌(𝐰𝐢 − (𝟏 − 𝛃𝛄)𝐩 − 𝛃𝛄𝐬) (𝟏𝟏)

Từ (10) và (11), ta xác định được tiền lương cân bằng trên thị trường:

𝐰̂𝐢 =[𝛌(𝛂 + 𝛆 − 𝛂𝛆)𝛃 + 𝛈]𝛄(𝐬 − 𝐩) + (𝟏 − 𝛃)(𝐦 − 𝐩)

𝛌(𝛂 + 𝛆 − 𝛂𝛆) + 𝛆 (𝟏𝟐)

Thứ nhất, đối với ngành không ký hợp đồng tiền lương thì tỷ lệ tiền lương danh

nghĩa này chính là tiền lương thực trả trong ngành và phụ thuộc vào mức độ của truyền dẫn 𝛄 Thay thế (12) và một trong hai (10) hoặc (11) vào (6) thì sản lượng

của một công ty không làm hợp đồng tiền lương (mc) là:

𝐲𝐢𝐦𝐜 = 𝛂𝛌 ((𝛈 − 𝛃𝛆)𝛄(𝐬 − 𝐩) + (𝟏 − 𝛃)(𝐦 − 𝐩)

𝛌(𝛂 + 𝛆 − 𝛂𝛆) + 𝛆 ) (𝟏𝟑)

 Xét trường hợp 1: Khi mức độ truyền dẫn tác động gián tiếp đến sản lượng thông qua sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái thực tế, ảnh hưởng đến sản lượng trong nước do thay đổi giá tương đối Có thể thấy trong phương trình (13), một

mức độ lớn hơn của truyền dẫn làm tăng độ lớn của γ và do đó làm tăng cầu sản

lượng trong nước cũng như cầu lao động của các doanh nghiệp không làm hợp đồng tiền lương Do đó, mức độ truyền dẫn tỷ giá thông qua kênh gián tiếp có

quan hệ cùng chiều với sản lượng do độ lớn của γ thông qua dấu của hệ số 𝛈 trong phần đầu của tử số phương trình (13)

 Xét trường hợp 2: Khi mức độ truyền dẫn tác động trực tiếp đến sản lượng thông qua sự gia tăng lạm phát giá tiêu dùng do giá hàng hóa nhập khẩu cao hơn Đối với ngành mà chi trả tiền lương theo cân bằng trên thị trường, khi chỉ

số giá tiêu dùng tăng đồng nghĩa với việc nếu công nhân muốn có lương nhiều hơn họ phải làm nhiều hơn, trong khi số lương đó thì không đủ chi tiêu do lạm phát giá cả, vì vậy họ nghỉ việc hoặc chuyển sang làm ký hợp đồng tiền lương, gây một sự suy giảm cung trong lao động và làm giảm sản lượng ở ngành không

ký hợp đồng tiền lương Như vậy, kết quả tác động qua kênh trực tiếp của truyền

dẫn là nghịch chiều đối lập với độ lớn của γ Tác động này giải thích thông qua dấu của hệ số βε trong phần đầu của tử số phương trình (13)

 Như vậy tóm lại đối với ngành mà không ký hợp đồng tiền lương danh nghĩa, tác động của một mức độ truyền dẫn lớn hơn đến sản lượng là không xác định Tác động cùng chiều đối với kênh truyền dẫn gián tiếp và ngược chiều đối với kênh truyền dẫn trực tiếp

Thứ hai, đối với các doanh nghiệp có hợp đồng tiền lương danh nghĩa, tiền lương

hợp đồng là tương đương với giá trị kỳ vọng của tiền lương thực tế 𝐰𝐢𝐜 = 𝐰̂𝐢𝐞 Do

đó, từ (10) và (6), sản lượng một công ty có hợp đồng tiền lương (c) là

𝐲𝐢𝐜 =−𝛂𝛆(𝐰̂𝐢

𝐞 − 𝐩) + 𝛈𝛄(𝐬 − 𝐩) + 𝛂(𝟏 − 𝛃)(𝐦 − 𝐩)

𝛂 + 𝛆 − 𝛂𝛆 (𝟏𝟒) Bởi vì trong ngành này tiền lương cố định, nên truyền dẫn tỷ giá chỉ ảnh hưởng đến sản lượng thông qua kênh gián tiếp, tỷ giá thực, qua đó sản lượng của các doanh nghiệp có hợp đồng tiền lương danh nghĩa rõ ràng cùng chiều với mức độ tăng của truyền dẫn Điều đó có thể giải thích như sau: vì sự gia tăng chênh lệch giữa chỉ số giá cả của các doanh nghiệp nước ngoài ở thị trường trong nước và chỉ số giá cả của doanh nghiệp trong nước làm đẩy mạnh nhu cầu về sản lượng trong nước nên cầu sản lượng của các doanh nghiệp trong nước phụ thuộc cùng chiều với tỷ giá hối đoái thực

 Như vậy tóm lại đối với ngành ký hợp đồng tiền lương danh nghĩa, tác động của một mức độ truyền dẫn lớn hơn đến sản lượng là cùng chiều và chỉ thông qua kênh gián tiếp

3.1.4 Truyền dẫn tỷ giá, độ mở cửa thương mại và tỷ lệ đánh đổi

Theo phân tích của Daniels và VanHoose (2013), thì để làm nổi bật sự khác nhau

của phản ứng sản lượng do truyền dẫn tỷ giá ở kênh trực tiếp thông qua mức giá và

phản ứng sản lượng do truyền dẫn tỷ giá ở kênh gián tiếp thông qua tỷ giá hối đoái, tác giả đã phân tích riêng lẻ trên 2 kênh truyền dẫn:

3.1.4.1 Truyền dẫn trực tiếp thông qua kênh giá cả

Do giả định các công ty là tương tự nhau, vì vậy mà 𝐲𝐢𝐜 = 𝐲𝐜với𝐢 ∈ [𝟎, 𝛀] (tức là đối với ngành ký hợp đồng tiền lương danh nghĩa) và 𝐲𝐢𝐦𝐜 = 𝐲𝐦𝐜 với 𝐢 ∈ (𝛀, 𝟏] (tức là đối với ngành không ký hợp đồng tiền lương danh nghĩa) do đó 𝒚 = 𝛀𝒚𝒄+(𝟏 − 𝛀)𝒚𝒎𝒄 Để xác định tác động của truyền dẫn tỷ giá qua kênh trực tiếp đến tỷ lệ đánh đổi ta thay biểu thức trên vào (12) và (13) và lấy vi phân với chỉ số giá cho

doanh nghiệp trong nước p, ta có kết quả về phản ứng của tổng sản lượng trong

nước do một sự thay đổi trong mức giá trong nước:

(2006), kỳ vọng cho biểu thức này là sự gia tăng mức độ mở cửa thương mại quốc

tế làm tăng tỷ lệ đánh đổi Điều này là bởi vì sự mở cửa hơn làm cho chi tiêu kỳ vọng trong nước ít nhạy cảm với sự thay đổi trong tổng thu nhập trong nước, tức là mức giá tối đa hoá lợi nhuận của công ty kém đáp ứng với sự thay đổi trong tổng sản lượng trong nước Như một hệ quả, trong một nền kinh tế mở hơn thì những thay đổi trong các chỉ số giá sẽ dẫn đến những thay đổi lớn hơn ở sản lượng trong nước

Thứ hai, để xem xét tác động của truyền dẫn đến tỷ lệ đánh đổi, lấy vi phân (15)

với γ ta có 𝛛(𝛛𝐲 𝛛𝐩)⁄

 Trường hợp 1, nếu Ω = 1, thì tất cả các ngành của nền kinh tế sử dụng hợp đồng

tiền lương danh nghĩa, thì rõ ràng 𝛛(𝛛𝐲 𝛛𝐩)⁄

𝛛𝛄 < 0 Trong trường hợp đặc biệt này, một mức độ lớn hơn truyền dẫn làm cho chỉ số giá trong nước của các doanh

nghiệp nước ngoài ít nhạy cảm với những thay đổi trong tỷ giá hối đoái thực, làm cho cầu sản lượng trong nước ít nhạy cảm với những thay đổi trong chỉ số giá doanh nghiệp trong nước Như vậy, một mức độ lớn hơn của truyền dẫn làm giảm tỷ lệ đánh đổi trong một nền kinh tế toàn ký hợp đồng tiền lương danh nghĩa

 Trường hợp 2, nếu Ω = 0, tức là tất cả các ngành của nền kinh tế được thị trường

quyết định mức lương, 𝛛(𝛛𝐲 𝛛𝐩)⁄

𝛛𝛄 > 0 Trong một nền kinh tế mở, một mức độ lớn hơn của truyền dẫn tạo ra một sự nhạy cảm lớn hơn của giá cả trong nước đến giá cả các doanh nghiệp nước ngoài và đồng thời sản lượng trong nước phải đáp ứng mạnh hơn với những thay đổi trong tỷ lệ đánh đổi Như vậy, trong một nền kinh tế tiền lương không cứng nhắc danh nghĩa, thì một mức độ lớn hơn của truyền dẫn làm tăng tỷ lệ đánh đổi

 Trường hợp 3, một nền kinh tế tạo thành từ cả ngành hợp đồng tiền lương danh

nghĩa và ngành tiền lương cân bằng thị trường (có nghĩa là, 0 <Ω <1), các lý

thuyết dự đoán ảnh hưởng của mức độ gia tăng truyền dẫn đến tỷ lệ đánh đổi là

mơ hồ Chỉ có phân tích thực nghiệm mới có thể xác định xem tác động thuần là dương hay âm

Hơn nữa, thứ ba, để xem xét tác động tổng hợp của độ mở cửa thương mại và mức

độ truyền dẫn tỷ giá, lấy vi phân (15) lần lượt với β và γ, ta có𝛛(

𝛛(𝛛𝐲𝛛𝐩)

𝛛𝛃 )

(𝟏−𝛀)𝛂𝛌𝛆

𝛌(𝛂+𝛆−𝛂𝛆)+𝛆> 0 Sự tăng γ làm tăng cường tác động trực tiếp thông qua hệ số βε

trong biểu thức (13), do đó độ mở cửa lớn hơn tác động đến việc định giá của các doanh nghiệp trong nước và tác động đến sản lượng trong nước Như vậy, một mức

độ lớn hơn của truyền dẫn làm tăng tác động cùng chiều của mức độ mở cửa và tỷ lệ đánh đổi

3.1.4.2 Truyền dẫn gián tiếp thông qua kênh tỷ giá hối đoái

Một phân tích đầy đủ các tác động của sự mở cửa đến tỷ lệ đánh đổi phải đưa vào

sự phản hồi của sản lượng trong nước do sự thay đổi tỷ giá hối đoái Từ (13) và

(14), lấy vi phân tổng sản lượng theo tỷ giá hối đoái s

Biểu thức này là mơ hồ về dấu nhưng theo Daniels (2013) thì có nhiều khả năng là

âm khi ε đủ lớn, vì trong trường hợp này ảnh hưởng chủ yếu của mất giá đồng tiền trong nước là làm giảm tỷ lệ tiền lương thực tế và do đó làm giảm nguồn cung lao động và sản lượng

Thứ nhất, để xét tác động của độ mở cửa đến tỷ lệ đánh đổi, lấy vi phân (16) với β,

Thứ hai, để xem xét tác động của truyền dẫn đến tỷ lệ đánh đổi, lấy vi phân (16)

với γ Nếu Ω = 0, đối với nền kinh tế chỉ toàn các ngành với hợp đồng tiền lương

danh nghĩa, ta có 𝛛(𝛛𝐲 𝛛𝐬)⁄

𝛛𝛄 < 0, trong khi đó nếu Ω = 1, đối với nền kinh tế với tiền

lương xác định theo cân bằng thị trường, ta có 𝛛(𝛛𝐲 𝛛𝐬)⁄

𝛛𝛄 > 0 Các dấu bị đảo ngược trong các trường hợp tiền lương theo hợp đồng và tiền lương linh hoạt như được thảo luận ở trên

Do đó, ta có thể kết luận tác động của sự mở cửa thương mại đến tỷ lệ đánh đổi qua các kênh truyền dẫn trực tiếp (thông qua mức giá) và truyền dẫn gián tiếp (thông qua tỷ giá) là trái ngược nhau Kênh trực tiếp thông qua mức giá trong nước mang lại một tác động dương đến tỷ lệ đánh đổi, và kênh gián tiếp thông qua tỷ giá thực mang lại một tác động âm đến tỷ lệ đánh đổi Tất nhiên, trên tác động tổng thể ròng

thông qua cả hai kênh cùng một lúc là không rõ ràng Hơn nữa, tác động tổng thể của tự do thương mại phải được xem xét qua tương tác giữa mức độ mở cửa và các đặc điểm quan trọng khác của nền kinh tế, đặc biệt là mức độ của truyền dẫn tỷ giá

Vì vậy, mô hình thực nghiệm của bài viết này sẽ đưa thêm vào biến tương tác giữa mức độ mở cửa và truyền dẫn tỷ giá

3.2 Dữ liệu và biến

3.2.1 Biến phụ thuộc: Sacrifice ratio (SAC)

Bám sát theo bài nghiên cứu của Daniels (2013) bài viết bắt đầu phân tích thực

nghiệm với các ước tính biến như sau:

Biến phụ thuộc của phân tích, tỷ lệ đánh đổi, SAC, được định nghĩa là tỷ lệ của việc

mất mát sản lượng tiềm năng (trend output) do sự thay đổi trong lạm phát xu hướng (trend inflation) trong một thời kỳ giảm lạm phát (disinflation period) nhất định

Lạm phát xu hướng được đo lường bằng lạm phát trung bình trong 8 quý với trung tâm là một năm nhất định, do đó lạm phát xu hướng cho năm t là mức trung bình hai quý cuối cùng của năm t - 1 đến hai quý đầu tiên của năm t + 1 Một thời kỳ giảm lạm phát được định nghĩa là khoảng thời gian mà lạm phát xu hướng giảm hơn 1,5 phần trăm từ đỉnh đến đáy Độ dài của một thời kỳ giảm lạm phát kéo dài qua nhiều năm và thay đổi từ quan sát này đến quan sát khác

Mẫu số cho tỷ lệ đánh đổi là phần trăm thay đổi lạm phát từ đỉnh đến đáy (số điểm giảm lạm phát) trong một thời kỳ giảm lạm phát Tử số cho tỷ lệ đánh đổi là sản lượng bị mất mát trong một thời kỳ giảm lạm phát Sản lượng mất mát được đo bằng tổng chênh lệch sản lượng tiềm năng với sản lượng thực ở các năm trong một thời kỳ giảm lạm phát Sản lượng tiềm năng được xác định bằng cách kết nối sản lượng ở đỉnh lạm phát và sản lượng một năm sau đáy lạm phát

Tỷ lệ đánh đổi = Tổng sản lượng bị mất mát

Số điểm giảm lạm phát

Các ước tính này phù hợp với Bowdler (2009) (theo các quy trình của Ball, 1994)

Dữ liệu được lấy từ nguồn Thống kê tài chính quốc tế của Quỹ Tiền tệ Quốc tế bao gồm CPI theo quý (thay đổi so với cùng kỳ năm trước) đại diện cho lạm phát, GDP thực theo năm đại diện cho sản lượng (đã xửa lý bằng cách lấy logarit tự nhiên của GDP thực để làm nhỏ số liệu, điều này cũng phù hợp với Ball 1994) Do dữ liệu GDP thực không hoàn toàn có sẵn nên bài viết có tính GDPreal =GDPnominal ×100

GDP deflator

Dữ liệu lạm phát được thu thập từ Quý 3 năm 1980 đến Quý 2 năm 2016 (để tiện cho việc tính trung bình di động) gồm 20 nền kinh tế trên thế giới Kết quả là có 78 quan sát cho tỷ lệ đánh đổi5 Bài viết sử dụng những tính toán dữ liệu của tác giả Bowdler 2009 và những dữ liệu tự tính toán thêm cho phù hợp với khoản thời gian

mà bài viết đang xem xét Bảng 3.1 cung cấp các số liệu thống kê tóm tắt cho tất cả các biến và Bảng 3.2 cung cấp một ma trận hệ số tương quan Dưới đây là một đồ

thị ví dụ cho cách xác định SAC ở Hoa Kỳ trong giai đoạn giảm lạm phát

𝑆𝐴𝐶𝑀ỹ (05−09) = ∑2009(𝐿𝑛(𝐺𝐷𝑃𝑡𝑖ề𝑚 𝑛ă𝑛𝑔) − 𝐿𝑛(𝐺𝐷𝑃𝑟𝑒𝑎𝑙))

2006

𝐿𝑃2005− 𝐿𝑃2009Như thể hiện trong Bảng 3.1, tỷ lệ đánh đổi trong khoảng từ tối thiểu -2.213 đến tối

đa là 8.529 Bảng 3.1 cũng cung cấp độ lệch chuẩn tổng thể (2.039) của biến SAC

Ta có 78 quan sát cho tỷ lệ đánh đổi, tương ứng với 78 thời kỳ giảm lạm phát Tuy nhiên mô hình của bài viết này sử dụng dữ liệu hằng năm, vì vậy đối với 1 quốc gia thì các năm trong 1 thời kỳ giảm lạm phát sẽ có tỷ lệ đánh đổi giống nhau Do đó ta

có tổng cộng 404 quan sát theo năm tương ứng với 20 quốc gia

Bảng 3.1: Thống kê mô tả các biến cho 20 quốc gia từ 1980-2016 a

between 0 836 2.777 6.16 n = 20 within 1.698 0.417 8.469 T-bar = 20.2

Inflation overall 7.803 5.657 0.597 27.586 N = 404

between 3.312 2.988 17.593 n = 20 within 4.651 -3.080 24.691 T-bar = 20.2

Inflation overall 5.519 4.339 0.684 20.995 N = 404

between 2.227 2.880 10.586 n = 20 within 3.756 -1.252 18.180 T-bar = 20.2

Openness overall 33.606 16.960 7.206 89.101 N = 404

between 17.106 12.509 73.129 n = 20 within 6.559 12.630 61.281 T-bar = 20.2

Pass Through overall 0.921 0.823 0.060 3.08 N = 404

3.2.2 Biến độc lập

Biến độc lập trong phân tích của bài viết bao gồm như sau:

3.2.2.1 Length, Inflation, Inflation

Length: Chiều dài của mỗi thời kỳ giảm lạm phát Như thể hiện trong Bảng 3.1 thì

1 giai đoạn giảm lạm phát kéo dài trung bình 4.77 năm, thấp nhất là 1 năm và cao nhất là 9 năm (giai đoạn 1991-2000 ở Greece và 1990-1999 ở Portugal)

Inflation: Mức lạm phát ở đỉnh (lạm phát ở năm đầu tiên trong mỗi thời kỳ giảm

lạm phát)

Inflation: Mức thay đổi lạm phát từ đỉnh đến đáy hay số điểm giảm lạm phát

Được xác định bằng mức lạm phát ở đỉnh – mức lạm phát ở đáy

Các ước tính với các biến này được thực hiện thông qua quá trình ước tính tỷ lệ

đánh đổi ở trên Lưu ý rằng Inflation, Inflation và Length là khác nhau cho từng

giai đoạn giảm lạm phát và khác nhau cả ở các quốc gia và trong quốc gia Do sử dụng bộ dữ liệu theo năm nên mỗi biến này sẽ có cùng một giá trị đối với các năm

trong 1 thời kỳ giảm lạm phát Kỳ vọng dấu của các biến trên như sau: Inflation

dự kiến sẽ có một mối tương quan âm với SAC, trong khi Length dự kiến sẽ có một

mối tương quan dương Trong khi đó theo kết quả Ball (1994) thì mức độ ban đầu

của lạm phát, Inflation, không có ý nghĩa

3.2.2.2 Openness

Openness: là thước đo về mức độ mở cửa thương mại Romer (1993) là một đóng

góp quan trọng cho các nghiên cứu về tác động của sự mở cửa đến kết quả lạm phát Romer lập luận rằng lạm phát cân bằng là thấp hơn trong nền kinh tế mở vì các nhà hoạch định chính sách có ít động lực để theo đuổi chính sách nới lỏng khi nền kinh

tế mở hơn Nghiên cứu về tác động của độ mở cửa đến tỷ lệ đánh đổi theo Romer thì mức độ mở cửa bằng tỷ lệ nhập khẩu/GDP hằng năm trong toàn bộ thời kì lấy mẫu Dữ liệu này được lấy theo năm tương ứng với các năm trong 1 thời kỳ giảm lạm phát từ mục Development Indicators của World Bank

3.2.2.3 Pass Through

Như đã giải thích trong phần giới thiệu, bằng chứng về tác động của độ mở cửa đến

tỷ lệ đánh đổi là phức tạp Tác động này có thể phụ thuộc vào đặc điểm cấu trúc

giữa các quốc gia Do đó, mô hình của bài viết sẽ bao gồm biến giải thích Pass Through đại diện cho mức độ truyền dẫn tỷ giá của mỗi nước Việc ước tính biến

này được tham khảo trong tài liệu của Campa và Goldberg’s (2005) Campa và

Goldberg ước tính thực nghiệm truyền dẫn tỷ giá bằng cách hồi quy theo phương trình

pt = α + β1et+ β2yt + β3wt + εt (17)

pt là chỉ số giá nhập khẩu6 được thu thập tại IMF theo năm

et là tỷ giá hiệu lực danh nghĩa hầu hết được thu thập tại IMF, riêng đối với Việt Nam do hạn chế về mặt thu thập dữ liệu nên bài viết tính toán dựa trên tỷ trọng thương mại với 10 nước chính là Nhật Bản, Singapore, Trung Quốc, Hàn Quốc,

Mỹ, Thái Lan, Úc, Hồng Kông, Malaysia và Indonesia, dữ liệu được thu thập tại IMF, GSO và DataStream

wt là một biến kiểm soát cho chi phí xuất khẩu, bài viết đã tham khảo nghiên cứu của Amit Ghosh, Ramkishen S Rajan (2009) và sử dụng chỉ số CPI của thế giới để đại diện cho chi phí của các nhà xuất khẩu

yt là thu nhập thực tế của nền kinh tế nhập khẩu được xác định là GDP thực Do số liệu không sẵn có nên GDP thực xác định theo: GDPreal =GDPnominal ×100

GDPdeflator

Truyền dẫn tỷ giá phản ánh tác động của biến động một phần trăm của tỷ giá hối đoái danh nghĩa đến chỉ số giá trong nước Do đó, một ước tính truyền dẫn tỷ giá 0.921 (giá trị trung bình trong mẫu của bài viết) ngụ ý rằng sự mất giá một phần trăm của đồng nội tệ sẽ dẫn đến một sự gia tăng 0.921 phần trăm trong chỉ số giá trong nước

Campa và Goldberg cung cấp cả các ước lượng ngắn hạn (các hệ số về độ trễ một quý của tỷ giá danh nghĩa) và ước lượng dài hạn (tổng độ trễ bốn quý của tỷ giá danh nghĩa) là kết quả từ một hồi quy độ trễ Riêng đối với bài này bài viết sử dụng ước lượng dài hạn với dữ liệu hằng năm và lấy độ trễ 1 năm, vì chúng phù hợp với ước lượng hàng năm của bài viết về lạm phát xu hướng và tỷ lệ đánh đổi Phương trình hồi quy được chi tiết hơn như sau:

Δptj = α + a0jΔetj + a1jΔet−1j + b0jΔwtj + b1jΔwt−1j + cjΔgdptj + ϑtj (18)

Pass Through trong dài hạn của một nước sẽ bằng tổng của hệ số a0j và a1j Campa

và Goldberg cũng đã xem xét liệu rằng mức độ truyền dẫn có ổn định theo thời gian

6 Đối với Việt Nam do hạn chế về mặt thu thập dữ liệu, bài viết sử dụng chỉ số giá tiêu dùng để thay thế