GIỚI THIỆU CHUNG
Lý do chọn đề tài
Kể từ sau các cuộc khủng hoảng kinh tế và sự kiện hội nhập vào thị trường quốc tế, Việt Nam đã thực hiện nhiều thay đổi mạnh mẽ trong chính sách tiền tệ và tự do hóa Các quốc gia trong khu vực đã lựa chọn cơ chế điều hành chính sách phù hợp với đặc điểm và quy mô nền kinh tế, nhằm hướng tới một thị trường tiền tệ ổn định và minh bạch Để đạt được các mục tiêu vĩ mô, các cơ quan chức năng đã phân tích cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ và tác động của hội nhập Mặc dù có một số nghiên cứu trước đây về hiệu ứng ERPT tại Việt Nam, nhưng việc phân tích định lượng tác động của chính sách tiền tệ và mở cửa thương mại vẫn còn hạn chế Điều này đặc biệt quan trọng trong bối cảnh nền kinh tế Việt Nam đang đối mặt với áp lực lạm phát Nghiên cứu “Tác động của mở cửa thương mại và thay đổi chính sách tiền tệ lên hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá tại Việt Nam” được thực hiện nhằm làm rõ mối quan hệ này và phục vụ cho luận văn thạc sĩ của tác giả.
Mục tiêu nghiên cứu
Mục tiêu nghiên cứu chính nhằm giải quyết hai vấn đề:
Đánh giá tác động của sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá cả ở Việt Nam cho thấy sự ảnh hưởng rõ rệt đến chỉ số giá tiêu dùng trong giai đoạn 2000-2014 Nghiên cứu này ước lượng mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào giá cả, phản ánh sự biến động của thị trường và ảnh hưởng đến đời sống người dân.
Trong giai đoạn này, việc đánh giá tầm quan trọng của yếu tố độ mở cửa thương mại và chính sách tiền tệ đối với hiệu ứng truyền dẫn (ERPT) tại Việt Nam là rất cần thiết Độ mở cửa thương mại ảnh hưởng đến mức độ nhạy cảm của nền kinh tế với biến động giá cả quốc tế, trong khi chính sách tiền tệ quyết định khả năng điều chỉnh của ngân hàng trung ương trước các cú sốc kinh tế Sự tương tác giữa hai yếu tố này sẽ cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách thức mà chính sách kinh tế có thể được tối ưu hóa để đạt được sự ổn định và phát triển bền vững.
Phương pháp nghiên cứu
Bài viết áp dụng các phương pháp phân tích định lượng nhằm đo lường hệ số truyền dẫn và thực hiện so sánh, đối chiếu các kết quả nghiên cứu cụ thể.
Để kiểm tra tính dừng của các biến nghiên cứu, chúng tôi đã sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị ADF và PP Ngoài ra, kiểm định Granger cũng được áp dụng để xác định mối quan hệ nhân quả giữa các biến này.
Mô hình VAR (Vector autoregression model) được áp dụng với phương pháp phân rã Cholesky và phân rã phương sai nhằm đánh giá mức độ ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đối với chỉ số giá tiêu dùng tại Việt Nam.
- Các bước kiểm định, thực hiện ước lượng trong mô hình này sử dụng phần mềm Eview.
Dữ liệu nghiên cứu
Với luận văn này, tác giả đã sử dụng số liệu thống kê trong khoảng thời gian từ năm
2000 đến năm 2014 từ các nguồn dữ liệu như sau:
- Ngân hàng phát triển Châu Á (ADB)
- Quỹ tiền tệ Quốc tế (IMF)
- Tổng cục thống kê Việt Nam (GSO)
Cấu trúc bài nghiên cứu
Bài viết gồm năm phần với bố cục như sau:
• Phần 1: Giới thiệu về vấn đề nghiên cứu.
• Phần 2: Khung lý thuyết và tổng quan kết quả nghiên cứu
• Phần 3: Trình bày phương pháp nghiên cứu, lựa chọn mô hình nghiên cứu, giải thích các biến và nguồn dữ liệu dùng trong mô hình.
• Phần 4: Trình bày kết quả đo lường được từ mô hình thực nghiệm
• Phần 5: Kết luận của bài nghiên cứu về các kết quả đạt được, hạn chế của bài viết cũng như đề xuất hướng nghiên cứu tiếp theo.
KHUNG LÝ THUYẾT VÀ TỔNG QUAN NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá cả trong nước
Tỷ giá có thể tác động mạnh mẽ đến giá cả trong nước của một quốc gia Milton Friedman đã chỉ ra rằng cơ chế tỷ giá thả nổi có khả năng làm thay đổi nhanh chóng giá tương đối Cụ thể, khi tỷ giá tăng, giá hàng hóa nước ngoài trở nên đắt hơn tính bằng nội tệ, trong khi hàng hóa trong nước trở nên rẻ hơn khi tính bằng ngoại tệ Điều này dẫn đến việc giảm nhập khẩu và tăng xuất khẩu, góp phần điều chỉnh cán cân thương mại.
Theo học thuyết của Goldberg và Knetter (1997), sự biến động của tỷ giá hối đoái có khả năng tác động đến tỷ lệ lạm phát thông qua hai kênh chính: kênh trực tiếp và kênh gián tiếp, ảnh hưởng đến các chỉ số giá.
Khi tỷ giá tăng do cú sốc làm mất giá đồng nội tệ, giá hàng hóa nhập khẩu trở nên đắt đỏ hơn, ảnh hưởng trực tiếp đến chỉ số giá nhập khẩu Nếu hàng hóa nhập khẩu phục vụ cho tiêu dùng cuối cùng, chỉ số giá tiêu dùng sẽ bị tác động Ngược lại, nếu hàng hóa nhập khẩu là nguyên liệu sản xuất, chi phí sản xuất sẽ gia tăng, dẫn đến áp lực lạm phát do giá tiêu dùng tăng cao.
Kênh truyền dẫn gián tiếp cho thấy rằng khi đồng nội tệ mất giá, hàng hóa trong nước trở nên rẻ hơn, dẫn đến tăng cầu xuất khẩu và kéo theo nhu cầu lao động, tiền lương, và tổng cầu gia tăng, có thể gây ra lạm phát trong dài hạn do tính cứng nhắc của giá cả ngắn hạn Hơn nữa, tình trạng đôla hóa gia tăng trong nền kinh tế có thể khuếch đại hiệu ứng này; khi tỷ giá biến động và đồng nội tệ mất giá, giá các tài sản định giá bằng ngoại tệ như bất động sản và ô tô sẽ tăng, dẫn đến sự gia tăng giá cả tiêu dùng.
- Ngoài ra các quyết định về FDI cũng có thể gây ra tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái.
Khi đồng nội tệ giảm mạnh, cầu hàng hóa nhập khẩu giảm và tiền lương danh nghĩa bằng ngoại tệ cũng giảm theo Điều này dẫn đến việc các tập đoàn xuyên quốc gia mở chi nhánh và chuyển cơ sở sản xuất vào nước nội địa Sự tăng trưởng sản xuất không chỉ làm tăng cầu lao động mà còn thúc đẩy tăng tiền lương, từ đó sản xuất hàng hóa nội địa thay thế hàng nhập khẩu thông qua FDI gia tăng Kết quả cuối cùng là giá tiêu dùng bị đẩy lên cao.
Cơ chế truyền dẫn tỷ giá có thể diễn ra theo nhiều cách, phụ thuộc vào đặc điểm kinh tế của từng quốc gia Khi cơ chế này hoạt động hoàn hảo, một sự phá giá 1% của nội tệ sẽ dẫn đến sự tăng giá 1% của hàng hóa nội địa Ngược lại, nếu đồng nội tệ bị phá giá nhưng giá cả không thay đổi, điều này cho thấy cơ chế truyền dẫn tỷ giá không xảy ra Trong trường hợp cơ chế hoạt động không hoàn hảo, sự phá giá 1% chỉ làm tăng giá cả ít hơn 1%.
Các nhân tố ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn tỷ giá
Nhiều yếu tố ảnh hưởng đến sự truyền dẫn của tỷ giá; trong nghiên cứu này, tác giả chỉ tập trung vào một số yếu tố quan trọng mà các nhà nghiên cứu thường quan tâm.
2.2.1 Chính sách tiền tệ trong nước, lạm phát và can thiệp Chính phủ
Môi trường lạm phát có ảnh hưởng đáng kể đến sự phản ứng của giá cả trước những thay đổi trong tỷ giá hối đoái, theo lập luận của Taylor (2000) Ông cho rằng độ nhạy của giá cả với biến động tỷ giá hối đoái hoàn toàn phụ thuộc vào mức độ lạm phát Do đó, khi lạm phát gia tăng, mức độ truyền tải tỷ giá hối đoái (ERPT) cũng tăng theo Gần đây, tài liệu đã chỉ ra xu hướng giảm dần trong ERPT, phù hợp với sự chuyển biến sang môi trường lạm phát thấp, được gọi là giả thuyết của Taylor.
Chính phủ sẽ can thiệp để ổn định tỷ giá và kiểm soát lạm phát khi dòng tiền vào tăng, dẫn đến việc tỷ giá giảm và giá trị đồng tiền tăng Để bình ổn tỷ giá, chính phủ thực hiện mua ngoại tệ và bán nội tệ, điều này tạo áp lực tăng cung nội tệ và có thể làm gia tăng lạm phát Tuy nhiên, nhờ các biện pháp can thiệp, khi xảy ra cú sốc tỷ giá, tỷ giá và lạm phát có thể không thay đổi như kỳ vọng.
2.2.2 Mức độ biến động của tỷ giá hối đoái
Mức độ biến động của tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng đến giá cả hàng hóa trong nước, với khả năng tương quan cùng chiều hoặc nghịch chiều Khi tỷ giá hối đoái của đồng tiền quốc gia nhập khẩu thay đổi, nó sẽ tác động trực tiếp đến chi phí nhập khẩu và giá cả hàng hóa nội địa.
Nếu các công ty xuất khẩu nhận thấy sự biến động tỷ giá hối đoái sẽ kéo dài, họ có thể điều chỉnh giá bán Trong trường hợp này, mức độ truyền dẫn của tỷ giá sẽ có mối quan hệ cùng chiều với mức độ biến động của tỷ giá hối đoái.
Các công ty xuất khẩu có thể chấp nhận giảm lợi nhuận tạm thời nếu họ tin rằng sự biến động tỷ giá chỉ là nhất thời, nhằm tránh việc điều chỉnh giá bán hàng hóa Việc điều chỉnh giá sẽ kéo theo các chi phí phát sinh khác Do đó, mức độ truyền dẫn của tỷ giá có mối quan hệ ngược chiều với sự biến động của tỷ giá.
2.2.3 Độ chênh lệch sản lƣợng
Độ chênh lệch sản lượng có mối liên hệ chặt chẽ với mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái Khi sản lượng thực tế thấp hơn sản lượng tiềm năng, tỷ lệ thất nghiệp cao hơn mức tự nhiên dẫn đến nhu cầu hàng hóa nhập khẩu giảm, làm giảm giá hàng hóa nhập khẩu; trong trường hợp này, mối quan hệ giữa độ chênh lệch sản lượng và mức độ truyền dẫn là nghịch Ngược lại, khi sản lượng thực tế vượt quá mức tiềm năng, nhu cầu hàng hóa gia tăng làm tăng giá tiêu dùng, trong khi doanh nghiệp phải đầu tư thêm do áp lực sản xuất, dẫn đến tăng chi phí sản xuất và giá tiêu dùng; do đó, độ chênh lệch sản lượng và mức độ truyền dẫn có mối quan hệ cùng chiều.
2.2.4 Độ mở cửa thương mại
Quốc gia có độ mở cửa cao thường chịu nhiều biến động tỷ giá hơn so với quốc gia có độ mở cửa thấp, nơi mà giao thương với bên ngoài hạn chế Khi xảy ra cú sốc tỷ giá lớn, cung tiền trong nước của các quốc gia này ít bị ảnh hưởng, dẫn đến lạm phát không tăng như dự kiến, do đó mức độ truyền dẫn tỷ giá (ERPT) không hoàn toàn Độ mở cửa càng cao làm tăng mức độ ERPT thông qua tác động của tỷ giá hối đoái lên giá nhập khẩu, vì sự phụ thuộc vào nhập khẩu gia tăng Tuy nhiên, độ mở thương mại cũng có thể ảnh hưởng ngược chiều đến mức độ truyền dẫn tỷ giá; khi hàng hóa xuất nhập khẩu chiếm tỷ trọng lớn trong nền kinh tế, tỷ giá biến động mạnh sẽ dẫn đến giá cả biến động mạnh Ngược lại, sự cạnh tranh gay gắt trong môi trường thương mại mở có thể làm giảm mức độ truyền dẫn tỷ giá.
Tổng quan nghiên cứu trước đây
Các nghiên cứu về tác động của tỷ giá hối đoái lên chỉ số giá cả đã được thực hiện cho nhiều quốc gia và ngành công nghiệp khác nhau, với các mốc thời gian, dữ liệu, mô hình và đặc điểm quốc gia đa dạng Khi phân loại theo tiêu chí quốc gia, các xu hướng rõ ràng xuất hiện.
2.3.1 Các nghiên cứu các nước trên thế giới a Nghiên cứu ở các nước phát triển
Mc.Carthy (2000) trong nghiên cứu “Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialized Economies” đã áp dụng mô hình VAR để đo lường mức truyền dẫn của tỷ giá hối đoái Tác giả đã phân tích ảnh hưởng của tỷ giá và giá nhập khẩu đến chỉ số giá sản xuất (PPI) và chỉ số giá tiêu dùng (CPI) ở các nền kinh tế công nghiệp hóa từ 1976 đến 1998 Kết quả cho thấy rằng sự thay đổi của tỷ giá có tác động khiêm tốn đến lạm phát nội địa, trong khi giá nhập khẩu có ảnh hưởng lớn hơn, đặc biệt ở các quốc gia có thị phần nhập khẩu cao và tỷ giá, giá nhập khẩu ổn định, dẫn đến mức truyền dẫn tỷ giá (ERPT) lớn hơn và đóng vai trò quan trọng trong quá trình lạm phát.
Hahn, E (2003) trong nghiên cứu "Pass-Through of External Shocks To Euro Area Inflation" đã phân tích tác động của cú sốc bên ngoài đến lạm phát và chuỗi chỉ số giá khu vực đồng euro Sử dụng mô hình VAR tương tự như Mc.Carthy, J (2000), nghiên cứu cho thấy mức truyền dẫn lớn nhất và nhanh nhất đến từ cú sốc giá nhập khẩu (không bao gồm giá dầu), tiếp theo là cú sốc tỷ giá, và cuối cùng là cú sốc giá dầu Mức ảnh hưởng giảm dần theo chuỗi chỉ số giá, với chỉ số giá nhập khẩu chịu tác động lớn nhất, tiếp đó là chỉ số giá sản xuất và cuối cùng là chỉ số giá tiêu dùng Cú sốc bên ngoài đã đóng góp đáng kể vào lạm phát ở khu vực đồng euro kể từ khi Liên minh tiền tệ châu Âu được thành lập.
Ihrig, J., Marazzi, M and Rothenberg, A (2006) Nghiên cứu mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá nhập khẩu và giá tiêu dùng ở nhóm quốc gia G7 từ cuối những năm
Trong giai đoạn 1970-2004, các quốc gia G7 đã trải qua sự sụt giảm giá nhập khẩu và biến động giá tiêu dùng Khoảng một nửa trong số các quốc gia này ghi nhận sự giảm đáng kể giữa 1975-1989 và 1990-2004 Cụ thể, khi đồng nội tệ giảm giá 10%, giá nhập khẩu tăng trung bình 7% trong những năm 1970 và 1980, nhưng chỉ tăng khoảng 4% trong 15 năm tiếp theo Tương tự, sự giảm giá 10% của đồng nội tệ dẫn đến giá tiêu dùng tăng trung bình gần 2% trong giai đoạn 1970-1980, nhưng không có ảnh hưởng đáng kể đến giá tiêu dùng trong 15 năm sau đó.
Anderton (2003): “Extra-Euro Area Manufacturing Import Prices and Exchange Rate
Pass-Through” Nghiên cứu cho thấy ERPT của các thay đổi trong tỉ giá hối đoái
Hiệu lực của đồng euro ảnh hưởng đến giá sản phẩm nhập khẩu từ khu vực ngoài eurozone, với mức dao động từ 50% - 70% Trong khi đó, giá trị theo thị trường ước tính chỉ dao động từ 50% - 30% Các quốc gia EU không sử dụng đồng euro thường dựa vào giá thị trường nhiều hơn, trong khi khu vực eurozone chịu ảnh hưởng lớn hơn từ tỷ lệ chuyển đổi giá (ERPT) khi nhập khẩu từ Mỹ.
Nghiên cứu của Campa, Goldberg và González-Mínguez (2005) về "Sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến giá nhập khẩu trong khu vực Euro" cho thấy rằng sự ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái đến giá nhập khẩu trong ngắn hạn là không đầy đủ và có sự khác biệt giữa các lĩnh vực kinh doanh và các quốc gia Tuy nhiên, trong dài hạn, mức độ truyền dẫn này cao hơn và gần đạt mức 1.
Nghiên cứu của Gagnon và Ihrig (2004) cho thấy tỷ lệ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát nội địa (ERPT) đã giảm đáng kể ở nhiều quốc gia kể từ những năm 1980 Bằng chứng thu thập được chỉ ra mối liên hệ mạnh mẽ và có ý nghĩa thống kê giữa tỷ lệ ERPT và sự biến động của lạm phát Hơn nữa, nghiên cứu cũng chỉ ra rằng chính sách tiền tệ hiện hành có thể đóng vai trò quan trọng trong sự suy giảm tỷ lệ ERPT này, đặc biệt là ở các nền kinh tế mới nổi.
Mihaljek và Klau (2000) trong bài nghiên cứu “Ghi Chú Về Truyền Dẫn Từ Thay Đổi Tỷ Giá Hối Đoái Và Giá Nhập Khẩu Đến Lạm Phát Ở Một Số Nền Kinh Tế Mới Nổi” đã ước tính tác động của sự thay đổi tỷ giá hối đoái và giá nhập khẩu (tính bằng ngoại tệ) đến lạm phát trong nước Nghiên cứu này tập trung vào 13 nền kinh tế mới nổi, bao gồm Nam Phi, Brazil, Chile, Mexico, Peru, Cộng hòa Czech, Hungary, Phần Lan, Thổ Nhĩ Kỳ, Hàn Quốc, Malaysia, Philippines và Thái Lan, trong giai đoạn từ thập niên 1980 đến 1990 Kết quả cho thấy mức độ truyền dẫn từ thay đổi tỷ giá hối đoái đến lạm phát thường mạnh hơn so với truyền dẫn từ giá nhập khẩu, mặc dù có sự suy giảm đáng kể từ giữa những năm 1990.
Năm 1990 đánh dấu một bước ngoặt quan trọng, có lẽ là kết quả của sự ổn định trong các điều kiện kinh tế vĩ mô và những cải cách cơ cấu được thực hiện ở các nền kinh tế mới nổi.
Leigh, D và M Rossi (2002) đã áp dụng mô hình VAR để phân tích dữ liệu thống kê hàng tháng từ tháng 1 năm 1994 đến tháng 4 năm 2002, nhằm nghiên cứu sự truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá tiêu dùng tại Thổ Nhĩ Kỳ Nghiên cứu cho thấy rằng tác động của cú sốc tỷ giá hối đoái kéo dài hơn một năm, với mức ảnh hưởng mạnh nhất xuất hiện sau 4 tháng Hơn nữa, sự truyền dẫn từ tỷ giá hối đoái đến giá bán sỉ mạnh hơn so với giá tiêu dùng, và quá trình này diễn ra nhanh chóng với mức độ lớn hơn so với các ước lượng tại các nước đang phát triển khác.
Nghiên cứu của Choudri và Hakura (2006) mang tiêu đề “Exchange Rate Pass-Through to Domestic Prices: Does the Inflationary Environment Matter?” kiểm tra giả thuyết của Taylor (2000) về mối liên hệ giữa môi trường lạm phát và mức độ truyền dẫn tỉ giá (ERPT) đến giá nội địa Sử dụng dữ liệu từ 71 quốc gia trong giai đoạn 1979 – 2000, nghiên cứu cho thấy rằng mức độ ERPT phụ thuộc vào lạm phát ban đầu của từng quốc gia Cụ thể, ERPT yếu đối với các quốc gia có lạm phát ban đầu thấp và mạnh đối với những quốc gia có lạm phát ban đầu cao.
Frankel và cộng sự (2005): “Slow Pass-Through Around the World: A New Import for Developing Countries?” Nghiên cứu được thực hiện trên 76 quốc gia, cho thấy
ERPT (Pass-through tỷ giá hối đoái) ở các nước đang phát triển thường cao hơn so với các nước phát triển Tuy nhiên, trong thập niên 90, ảnh hưởng của ERPT đối với các nước đang phát triển đã giảm sút, điều này có thể được giải thích bởi những biến đổi trong môi trường tiền tệ.
Nghiên cứu của Jeffrey Frankel, David Parsley và Shang-Jin Wei (2005) dựa trên dữ liệu giá tám mặt hàng có thương hiệu từ 76 quốc gia, đã chỉ ra rằng các yếu tố quyết định chính của hệ số truyền dẫn bao gồm thu nhập bình quân đầu người, khoảng cách giữa hai nước, thuế, quy mô quốc gia, tiền lương, lạm phát dài hạn và biến đổi tỷ giá trong dài hạn Kết quả cho thấy rằng: 1) Truyền dẫn thay đổi tỷ giá ảnh hưởng lớn nhất đến giá hàng hóa nhập khẩu tại bến tàu, với giá này thấp hơn giá bán lẻ và giá sản phẩm thay thế nội địa, cũng như chỉ số CPI 2) Chi phí vận chuyển đóng vai trò là rào cản quan trọng, làm chậm quá trình truyền dẫn tại tất cả bốn giai đoạn: cầu cảng nhập khẩu, bán lẻ, giá đối thủ cạnh tranh và CPI 3) Hệ số truyền dẫn cao hơn đáng kể trong môi trường lạm phát cao và bị ảnh hưởng bởi sự biến động tạm thời của tỷ giá.
Hiệu ứng ERPT phụ thuộc vào chính sách tỷ giá và chính sách tiền tệ của quốc gia Chính sách tiền tệ ổn định và tỷ lệ lạm phát thấp sẽ làm giảm mức độ hiệu ứng ERPT, do đó, nhà xuất khẩu ít có khả năng truyền dẫn các thay đổi tỷ giá hối đoái Theo Choudhri và Hakura, tác động của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá là yếu tố quan trọng trong việc lựa chọn chính sách tiền tệ và tỷ giá hối đoái phù hợp Mức độ truyền dẫn thấp cho phép quốc gia theo đuổi chính sách tiền tệ độc lập và triển khai chính sách lạm phát mục tiêu dễ dàng hơn so với các quốc gia có mức độ truyền dẫn cao.
Gagnon và Ihrig (2004) đã chỉ ra rằng các cơ quan tiền tệ và tài khóa đóng vai trò quan trọng trong việc giảm bớt tác động của các thay đổi trong tỷ giá hối đoái lên giá cả Nghiên cứu của Devereux và Engel (2001) cùng với Bacchetta và van Wincoop (2003) đã làm rõ vai trò của việc định giá đồng nội tệ trong việc giảm thiểu mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT).
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Mô hình nghiên cứu
Nghiên cứu này tập trung vào mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và giá cả trong nước, mặc dù ERPT được ước tính dựa trên giá nhập khẩu, giá xuất khẩu và giá cả nội địa Các mô hình nghiên cứu trước đây, như của McCarthy (2006) và Michele Ca’ Zorzi, Elke Hahn và Marcelo Sanchez, cũng đã đề cập đến vấn đề này.
(2007) tiến hành và đưa các biến vào trong mô hình lần lượt là:
• Giá dầu thế giới :OIL
• Trị giá sản xuất công nghiệp: IIP
• Tỷ giá hối đoái danh nghĩa: NEER
• Chỉ số giá tiêu dùng: CPI
- Biến cung tiền M2 và trị giá sản xuất công nghiệp là đại diện cho mục tiêu chính sách tiền tệ của Việt Nam.
- Biến giá dầu thế giới và tỷ giá hối đoái đại diện cho sự mở của thương mại tại Việt Nam.
Mô hình phân tích bao gồm các biến quan trọng như giá dầu thế giới, trị giá sản xuất công nghiệp, cung tiền, tỷ giá hối đoái và giá tiêu dùng trong nước, được sắp xếp theo thứ tự ưu tiên.
Mô hình VAR tổng quát đối với hai biến số Y1, Y2 và trễ p bước có dạng sau đây: p p
Trong mô hình, Y1t và Y2t được xem là các chuỗi dừng và là biến nội sinh, trong khi U1t và U2t đại diện cho các nhiễu trắng (sai số) Vai trò của các biến Y1t và Y2t là hoàn toàn tương đương nhau.
∝, δ là các hệ số chặn (hằng số); i , ∂ i là các hệ số góc của biến trễ thứ i (hệ số tự hồi quy), Y 2t−i
Trong mô hình phân tích, Y −i 2t đại diện cho biến trễ thứ i của các biến Y1t và Y2t Mỗi mô hình bao gồm p biến trễ, dẫn đến việc mô hình có 2^2p hệ số góc và 2 hệ số chặn cho hai biến Nếu có k biến, hệ thống sẽ có k phương trình với tổng số k^2 p hệ số góc và k hệ số chặn.
Việc áp dụng một quy trình lặp lại nhằm nhận diện các cú sốc tác động đồng thời đến các biến tương ứng và biến xếp sau, trong khi không ảnh hưởng đến các biến trước đó, là rất quan trọng Đối với các yếu tố tác động từ nền kinh tế, chúng ta cần đưa ra những giả định cụ thể để phân tích hiệu quả.
Biến động giá dầu có khả năng tác động đồng thời đến nhiều yếu tố trong chuỗi, nhưng lại không chịu ảnh hưởng từ những biến động khác Điều này cho thấy giá dầu chỉ bị chi phối bởi cú sốc trong quá khứ của chính nó, khiến nó trở thành yếu tố đầu tiên trong mô hình phân tích.
Trị giá sản xuất công nghiệp dự kiến sẽ ảnh hưởng đến cung tiền, tỷ giá hối đoái, chỉ số giá tiêu dùng và giá dầu.
• Cung tiền được dự kiến sẽ tác động lên tỷ giá hối đoái nên sẽ đứng trước tỷ giá.
Tỷ giá hối đoái được dự báo sẽ ảnh hưởng đến chỉ số giá tiêu dùng trong nước, từ đó tác động đến giá tiêu dùng và ảnh hưởng đến thứ tự của các biến số khác.
• Chỉ số giá chịu ảnh hưởng lần lượt các cú sốc từ nền kinh tế và là biến đứng sau cùng theo thứ tự. β
Mô hình VAR đệ quy đáp ứng các giả thiết đã đề ra, sử dụng hàm phản ứng xung và phân rã phương sai để ước lượng và giải quyết các vấn đề đã đặt ra.
Mô tả dữ liệu nghiên cứu
Để phân tích tác động của chính sách tiền tệ và độ mở cửa thương mại đến ERPT tại Việt Nam, luận văn sử dụng dữ liệu từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 12 năm 2014 Dữ liệu được điều chỉnh theo mùa bằng phương pháp Census X11 do sự gia tăng vào các dịp lễ tết Nghiên cứu bao gồm các biến quan trọng liên quan đến vấn đề này.
- OIL: Logarit cơ số tự nhiên của giá dầu thế giới (OIL), lấy theo giá dầu U.K Brent đơn vị USD/thùng.
Theo lý thuyết, giá trị sản xuất công nghiệp (IIP) được sử dụng như một biến đại diện cho sự chênh lệch giữa IIP thực và IIP tiềm năng, được điều chỉnh theo tính thời vụ bằng phương pháp Census X11 và quy về kỳ gốc tháng 10 năm 2000 Nguồn thông tin được cung cấp bởi GSO và ADB.
- M2: Logarit cơ số tự nhiên khối tiền mở rộng của Việt Nam Và được điều chỉnh tính mùa vụ theo phương pháp Census X11 Nguồn: IFS, ADB
NEER, hay tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương, được tính toán dựa trên rổ tiền tệ từ 10 đối tác xuất nhập khẩu chính của Việt Nam Tỷ giá này được quy đổi sang VNĐ/USD và được so sánh với kỳ gốc vào tháng 10 năm 2000 Thông tin này được lấy từ các nguồn như IFS, GSO và FXSTOP.
Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) phản ánh giá cả trong nước, được quy về kỳ gốc (20000) và điều chỉnh theo mùa bằng phương pháp Census X11 Nguồn dữ liệu từ IFS, GSO và ADB.
Bài nghiên cứu sử dụng dữ liệu thứ cấp hàng tháng từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 12 năm 2014, với tổng cộng 180 quan sát, được thu thập từ Tổng cục thống kê Việt Nam (GSO), Ngân Hàng Phát Triển Châu Á (ADB) và Thống kê tài chính thế giới (IFS) Tác giả chia mẫu nghiên cứu thành hai giai đoạn: 2000-2006 và 2007-2014, dựa trên tình hình chung của nền kinh tế cũng như các giai đoạn khác nhau của việc mở cửa thương mại và chính sách tiền tệ tại Việt Nam, nhằm ước tính ERPT cho từng thời kỳ.
- Giai đoạn 1: Từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 12 năm 2006 gồm 84 quan sát
- Giai đoạn 2: Từ tháng 1 năm 2007 đến tháng 12 năm 2014 gồm 96 quan sát
Phân chia mẫu nghiên cứu và đặt giả thuyết
Bài viết nghiên cứu tác động của chính sách tiền tệ và mở cửa thương mại lên truyền dẫn tỷ giá tại Việt Nam, tham khảo các nghiên cứu của Gagnon và Ihrig (2004) cùng Coulibaly và Kempf (2010) Nghiên cứu chia dữ liệu thành hai mẫu nhỏ dựa trên hai kỳ nghiên cứu khác nhau, từ đó so sánh mức độ và độ trễ truyền dẫn tỷ giá trong từng kỳ Mốc thời gian được lựa chọn phản ánh những biến chuyển trong chính sách tiền tệ và mở cửa thương mại, hai yếu tố chính của nghiên cứu.
• Những chuyển biến trong chính sách tiền tệ
Hình 3.3 1 : Tình hình biến động lạm phát giai đoạn 2000-2014
Việt Nam chưa áp dụng lạm phát mục tiêu và đang theo đuổi chính sách tiền tệ đa mục tiêu, với mục tiêu vừa tăng trưởng kinh tế, vừa kiểm soát giá cả và ổn định tiền tệ (Ủy ban Kinh tế Quốc Hội và UNDP Việt Nam 2012) Do đó, việc xác định thời điểm tách dữ liệu là rất quan trọng để đạt được những mục tiêu này.
Dựa vào quan sát thực tiễn, việc kiểm soát lạm phát thông qua chính sách tiền tệ là một thách thức lớn Tuy nhiên, hiệu quả của chính sách này có thể được đánh giá qua tình hình lạm phát thực tế Tác giả phân tích lạm phát tại Việt Nam từ tháng 1/2000 đến tháng 12/2014, nhận thấy rằng năm 2007 là một mốc quan trọng với tỷ lệ lạm phát đạt 10.037% Đây là thời điểm lạm phát lần đầu tiên vượt qua ngưỡng hai con số, trong khi trước đó tỷ lệ lạm phát chỉ dưới 10% Từ năm 2007, lạm phát Việt Nam đã trải qua biên độ dao động cao nhất trong giai đoạn 2000-2014, đặc biệt là vào cuối năm 2008.
Hình 3.3.2 : Biến động của Trị giá sản xuất công nghiệp và cung tiền M2 2000-
Nhiều chuyên gia kinh tế cho rằng thời gian gần đây đánh dấu sự khởi đầu cho giai đoạn tăng trưởng “nóng” của Việt Nam, nhưng điều này không hẳn là tích cực khi đất nước đã quá chú trọng vào con số tăng trưởng mà quên đi tính bền vững Mặc dù năm 2007 ghi nhận tốc độ tăng trưởng GDP đạt 8.5%, nhưng Việt Nam cũng phải đối mặt với nhiều thách thức như lạm phát cao và chính sách tiền tệ thắt chặt Trong giai đoạn 2000-2006, chính sách tiền tệ nới lỏng đã giúp nền kinh tế phát triển, nhưng từ 2007 đến nay, lượng cung tiền M2 đã tăng ít nhất 20% mỗi năm, đặc biệt là mức tăng 46% vào năm 2007 Sự gia tăng nhanh chóng của cung tiền, trong khi hiệu quả sử dụng vốn thấp, đã dẫn đến tình trạng giá cả leo thang và đồng tiền mất giá.
• Những chuyển biến trong chính sách thương mại
Năm 2007 đánh dấu một mốc quan trọng trong việc tách mẫu, phản ánh những biến chuyển trong chính sách tiền tệ và thương mại Thời điểm này, khi lạm phát bắt đầu gia tăng, nhiều nhà phân tích cho rằng nguyên nhân không chỉ đến từ quyết sách của các nhà chức trách trong điều hành chính sách tiền tệ mà còn do sự thay đổi trong chính sách thương mại Sự kiện Việt Nam gia nhập Tổ Chức Thương Mại Thế Giới (WTO) vào đầu năm 2007, kết hợp với các cải cách về cơ chế chính sách và môi trường đầu tư, đã tạo điều kiện thuận lợi cho nguồn vốn nước ngoài tăng mạnh, chủ yếu đầu tư vào chứng khoán, trái phiếu và IPO doanh nghiệp.
Ngân hàng Nhà Nước cung ứng một lượng lớn nội tệ để thu hút ngoại tệ nhằm ổn định nền kinh tế, dẫn đến tổng phương tiện thanh toán tăng cao và gây ra lạm phát tăng.
Việc mở cửa kinh tế cùng với hệ lụy từ cuộc khủng hoảng tài chính toàn cầu năm 2007 đã khiến giá hàng nhập khẩu tại Việt Nam tăng cao, dẫn đến chi phí sản xuất gia tăng và cuối cùng là lạm phát tăng Đặc biệt, vào đầu năm 2007, giá dầu thế giới tăng mạnh với biên độ dao động lớn, trái ngược với giai đoạn 2000-2006 khi giá chỉ tăng dần ở mức thấp.
Hình 3 3 3 : Tình hình biến động giá dầu thế giới giai đoạn 2000-2014
Chính sách mở cửa từ năm 2007 đến 2014 đã thúc đẩy sự tăng trưởng mạnh mẽ cho nền kinh tế Việt Nam, đặc biệt là trong năm 2007 khi xuất khẩu có sự biến động mạnh mẽ hơn so với các giai đoạn trước Tăng trưởng xuất khẩu đạt mức cao nhất vào năm 2007 và đạt đỉnh vào khoảng năm 2008.
Bảng 3 3.1 Cán cân thương mại của Việt Nam giai đoạn 2000-2014
Nguồn: IMF Country Report Vietnam
Sự kết hợp của nhiều yếu tố, bao gồm mở cửa thương mại và tác động của cuộc suy thoái toàn cầu, đã dẫn đến sự gia tăng mạnh mẽ giá hàng hóa trên thị trường quốc tế Điều này, cùng với dòng vốn nước ngoài đổ vào, đã ảnh hưởng đáng kể đến sự biến động của tỷ giá hối đoái Đặc biệt, hiện tượng tăng tỷ giá hối đoái thường bắt đầu vào cuối năm.
Giai đoạn 2000-2006 chứng kiến sự ổn định của nền kinh tế Việt Nam sau cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á, với tỷ giá được neo giữ cứng nhắc theo đồng USD Trong thời gian này, tỷ giá trên thị trường tự do cũng ổn định và bám sát tỷ giá chính thức, phản ánh sự phục hồi kinh tế Nguyên nhân chủ yếu là do các chính sách điều hành tỷ giá hiệu quả và sự cải thiện trong môi trường kinh doanh.
0.0% đoạn trước đó tỷ giá chính thức đã được tăng liên tục và đến cuối giai đoạn đã ngang bằng với tỷ giá thị trường tự do.
Giai đoạn 2007-2014 chứng kiến sự suy thoái kinh tế toàn cầu, dẫn đến những nỗ lực nhằm ổn định kinh tế vĩ mô Trong bối cảnh này, chênh lệch lớn giữa tỷ giá chính thức và tỷ giá thị trường tự do đã xuất hiện Áp lực từ thị trường đã khiến Ngân hàng Nhà nước Việt Nam phải nới rộng biên độ tỷ giá hoặc tiến hành phá giá chính thức, dẫn đến sự mất giá mạnh mẽ của VND so với các thời điểm trước đó.
Hình 3 3.4 Biến động của tỷ giá hối đoái 2000-2014
Bài viết này nêu bật những thay đổi rõ rệt của các yếu tố vĩ mô theo thời gian trong bối cảnh kinh tế khác nhau, đặc biệt là chính sách tiền tệ và mở cửa thương mại tại Việt Nam Tác giả nhấn mạnh tầm quan trọng của những yếu tố này để làm cơ sở cho việc phân chia mẫu nghiên cứu thành hai giai đoạn khác nhau.
- Giai đoạn 1: Từ tháng 1 năm 2000 đến tháng 12 năm 2006
- Giai đoạn 2: Từ tháng 1 năm 2007 đến tháng 12 năm 2014
Theo giả thuyết của Taylor, ERPT (tỷ lệ truyền tải tỷ giá) sẽ thấp hơn trong giai đoạn áp dụng các chính sách triệt để nhằm cải thiện môi trường lạm phát, trong khi kỳ vọng ERPT sẽ cao hơn trong giai đoạn có chính sách thắt chặt tiền tệ và đạt mức cao nhất khi không có chính sách tiền tệ nào để kiểm soát lạm phát Điều này trái ngược với thực tế trong môi trường thương mại, nơi nhập khẩu tăng trong giai đoạn thứ hai cùng với giá dầu cao cho thấy ERPT sẽ cao nhất trong giai đoạn này Ngược lại, môi trường thương mại bị hạn chế trong giai đoạn đầu tiên dẫn đến ERPT thấp hơn, mặc dù giá dầu vẫn cao Dựa trên giả thuyết và lập luận này, tác giả sẽ tóm tắt thực trạng nền kinh tế và đưa ra giả thuyết tiếp theo.
B ảng 3.3 2 : Giả thuyết về mức độ ERPT dựa trên những môi trường kinh tế khác nhau
Thời kỳ Thương mại Chính sách tiền tệ
Xuất nhập khẩu tương đối thấp, cán cân thương mại thâm hụt do hội nhập chưa cao.
Chính sách tỷ giá được quản lý theo sự điều tiết của Nhà nước.
Giá dầu Thế giới theo xu hướng tăng dần nhưng không ảnh hưởng nhiều vì thương mại tương đối khép kín.
Chính sách tiền tệ được thực hiện nhằm kiểm soát lạm phát và ổn định kinh tế trong giai đoạn hiện tại Mặc dù vậy, thực tế cho thấy chính sách này vẫn có phần nới lỏng, dẫn đến tỷ lệ lạm phát trung bình có biến động nhưng không đáng kể.
Kết hợp hai điều kiện kinh tế trên tác giả giả định trong giai đoạn này: ERP T trun g bình
Việt Nam đẩy mạnh hội nhập bên ngoài, nguồn vốn nước ngoài vào
VN tăng dẫn đến tỷ giá biến động mạnh.
Tự do hóa thương mại lớn làm tăng xuất khẩu và nhập khẩu, cán cân thương mại thặng dư.
Hội nhập cao và tác động của cuộc suy thoái đã làm giá lương thực và dầu thô tăng mạnh, gây ảnh hưởng đáng kể đến tỷ giá.
Các bước thực hiện nghiên cứu
Chuỗi dữ liệu đưa vào mô hình, được thực hiện tuần tự như sau với công cụ Eview:
Để thực hiện mô hình VAR, cần kiểm định tính dừng của chuỗi thời gian các biến đầu vào, vì chuỗi dữ liệu phải dừng Phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị ADF (Augmented Dickey-Fuller) và PP (Phillips-Perron) được sử dụng để xác định tính dừng Nếu chuỗi dữ liệu vẫn không dừng, cần thực hiện sai phân theo bậc để biến đổi về chuỗi dừng, bắt đầu với sai phân bậc 1, và nếu cần thiết, tiếp tục với sai phân bậc hai, bậc ba, và các bậc cao hơn.
• Kiểm định nhân quản Ganger
Để đạt được mô hình dự báo tốt nhất cho mô hình VAR, việc lựa chọn độ trễ tối ưu là rất quan trọng Sử dụng công cụ VAR Lag Other Selection Criteria trong Eview, các tiêu chí như FPE (Final prediction error criterion), AIC (Akaike information criterion) và SIC (Schwarz information criterion) sẽ được áp dụng Độ trễ phù hợp là độ trễ thỏa mãn nhiều nhất các tiêu chuẩn này, vì giá trị kỳ trước thường có ảnh hưởng đáng kể đến giá trị kỳ sau, và kỳ vọng tương lai thường dựa vào giá trị hiện tại và quá khứ của biến.
• Kiểm định tính ổn định trong mô hình bằng công cụ AR Roots Graph trên Eview.
Tính toán hàm phản ứng đẩy (Impulse Response Function) cho các mô hình VAR giúp phân tích tác động của cú sốc ngoại sinh theo thời gian Phương pháp này cho phép phát hiện mối quan hệ động giữa các biến trong quá trình nghiên cứu, từ đó cung cấp cái nhìn sâu sắc về cách các yếu tố ảnh hưởng lẫn nhau theo thời gian.
Phân tách phương sai trong mô hình VAR giúp xác định mức độ phản ứng của tỷ giá hối đoái đối với các cú sốc kinh tế (ERPT) Quá trình này cung cấp cái nhìn tổng quan về cấu trúc động của mô hình, từ đó nâng cao khả năng dự báo một cách hiệu quả.
Mục tiêu của nghiên cứu này là xác định tác động khác nhau của việc mở cửa kinh tế và chính sách tiền tệ lên ERPT qua hai giai đoạn đã đề cập Để thực hiện điều này, nghiên cứu ước tính hai mô hình VAR và so sánh kết quả Các bước kiểm định và ước lượng trong mô hình được thực hiện bằng phần mềm Eview.
KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
Kiểm định nghiệm đơn vị
Để xác định xem bộ dữ liệu qua hai giai đoạn có dừng hay không, tác giả đã áp dụng phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey Fuller (ADF) kết hợp với tiêu chuẩn thông tin Schwarz Info Criterion (SIC) và kiểm định nghiệm đơn vị Philips Person (PP) nhằm đảm bảo tính chính xác của kết quả.
Kết quả kiểm định giai đoạn 2000 – 2006 cho thấy hầu hết các biến đều có nghiệm đơn vị, ngoại trừ chỉ số sản xuất công nghiệp và tỷ giá hối đoái, tức là không dừng ở chuỗi dữ liệu gốc Kiểm định ADF tiếp theo cho thấy sau khi sai phân bậc nhất, biến cung tiền M2 và giá dầu Thế giới là chuỗi dừng, trong khi giá tiêu dùng chỉ dừng ở sai phân bậc hai.
Bảng 4.1.1 trình bày kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho chỉ số CPI trong giai đoạn 2000-2006 với chuỗi dữ liệu gốc Các biến không dừng trong chuỗi dữ liệu gốc có thể tồn tại mối quan hệ dài hạn, và việc áp dụng mô hình VAR có thể bỏ qua thông tin quan trọng về mối quan hệ này Nhiều nghiên cứu trong và ngoài nước đã sử dụng mô hình VAR cho chuỗi dữ liệu gốc cũng như chuỗi dữ liệu sai phân bậc 1 và bậc 2 Do đó, luận văn này sẽ ước lượng mối quan hệ giữa biến IIP và NEER trong giai đoạn 2000-2006 dựa trên chuỗi dữ liệu gốc.
Bảng 4.1.2 : Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho CPI trong giai đoạn 2000-2006 ở chuỗi dữ liệu lấy sai phân bậc 2
Theo bảng trên, biến CPI được xác định với sai phân bậc hai cho chuỗi dữ liệu từ năm 2000 đến 2006 Kết quả chi tiết cho các biến khác trong cả hai giai đoạn cũng được trình bày trong bảng sau.
Bảng 4 1.3 : Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho các biến trong giai đoạn 2000- 2006
Chuỗi ADF Prob 1% 5% 10% Kết luận
Nghiên cứu sử dụng phần mềm Eview để thực hiện tính toán, trong đó kiểm định nghiệm đơn vị được tiến hành cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một thông qua kiểm định ADF tiêu chuẩn Phân tích cũng áp dụng tiêu chí thông tin Schwarz, đồng thời xem xét hệ số chặn và xu hướng.
Trong phần này, luận văn trình bày kết quả phân tích VAR cho mô hình giai đoạn 2000 - 2006 với các biến cụ thể là DOIL, IIP, DM2, NEER và D2CPI.
Trong giai đoạn 2007-2014, chỉ số sản xuất công nghiệp vẫn duy trì ở chuỗi dữ liệu gốc, trong khi các biến khác trong mô hình đều dừng ở sai phân bậc 1 Kết quả chi tiết được tác giả trình bày qua bảng thống kê.
Bảng 4 1.4 : Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị cho các biến trong giai đoạn 2007- 2014
Chuỗi ADF Prob 1% 5% 10% Kết luận
Tác giả đã thực hiện các tính toán sử dụng phần mềm Eview, trong đó kiểm định nghiệm đơn vị cho chuỗi gốc và chuỗi sai phân bậc một được thực hiện theo phương pháp ADF tiêu chuẩn Quy trình này cũng xem xét các yếu tố như hệ số chặn và xu hướng thông qua tiêu chí Schwarz Info Criterion.
Trong phần này, luận văn trình bày kết quả phân tích VAR cho mô hình giai đoạn 2000 – 2014, với các biến được phân tích bao gồm DOIL, IIP, DM2, DNEER và DCPI.
Thứ tự các biến được xác định dựa trên giả định rằng cú sốc chính sách tiền tệ và việc mở cửa kinh tế sẽ ảnh hưởng đến mức giá tiêu dùng.
Lựa chọn độ trễ thích hợp
Mô hình VAR chú trọng vào cấu trúc trễ, do đó việc xác định số bước trễ tối ưu là rất quan trọng Nghiên cứu có nhiều tiêu chuẩn để xác định bước trễ này, mặc dù về mặt thuật toán có thể phức tạp, nhưng phần mềm thống kê giúp đơn giản hóa quá trình Để đạt được mô hình dự báo tốt nhất, tác giả kiểm tra độ trễ tối đa và sử dụng công cụ Lag Structure trong Eview, dựa trên các tiêu chuẩn như FPE, AIC và HQ.
Bảng 4.2 1 : Bảng kiểm định độ trễ tối đa của mô hình VAR giai đoạn 2000-2006
Với cấu trúc dữ liệu tháng trong giai đoạn 2000-2006, dựa trên tiêu chuẩn FPE, AIC,
HQ kết quả cho thấy độ trễ bằng 2 là có ý nghĩa nhiều hơn hết.
Bảng 4.2 2 : Bảng kiểm định phần dư của mô hình VAR giai đoạn 2000-2006
Theo bảng kiểm định ADF sử dụng tiêu chuẩn SIC, giá trị P-value nhỏ hơn 5% cho thấy phần dư của phương trình là dừng Kiểm định tương tự cho các phần dư của các phương trình khác cũng cho kết quả dừng, chứng tỏ rằng mô hình này hoàn toàn phù hợp.
Bảng 4.2 3 : Bảng kiểm định độ trễ tối đa của mô hình VAR giai đoạn 2007-2014
Kết quả giai đoạn hai cho thấy, với tiêu chí lựa độ trễ ( FPE, AIC, HQ) thì độ trễ tối ưu nhất cho mô hình VAR này là 1.
Bảng 4.2 4 : Bảng kiểm định phần dư của mô hình VAR giai đoạn 2007-2014
Theo kết quả kiểm định nghiệm đơn vị phương pháp Augmented Dickey Fuller (ADF) với tiêu chuẩn thông tin Schwarz Info Criterion (SIC), giá trị P-value nhỏ hơn 5% (Prob=0.0000) cho thấy phần dư của phương trình thứ nhất là dừng Điều này chứng tỏ mô hình này khá phù hợp.
Kiểm định tính ổn định của mô hình
Một mô hình VAR cần đạt tính ổn định để phân tích hàm ứng xung và phân rã phương sai, với ổn định được định nghĩa là khả năng tạo ra các giá trị biến dao động xung quanh giá trị trung bình và phương sai không thay đổi theo thời gian Nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2012) nhấn mạnh tầm quan trọng của việc xác định độ trễ tối ưu khi kết quả chưa đồng nhất theo các tiêu chí như AIC.
SC và HQ) thì việc kiểm định thêm tính ổn định mô hình theo các bước trễ đã cho kết quả tối ưu hơn.
Hình 4.3 1 : Kiểm định tính ổn định của mô hình VAR giai đoạn 2000-2006
Sử dụng phần mềm EVIEW và phương pháp kiểm định AR Roots, kết quả kiểm định tính ổn định của mô hình được trình bày dưới dạng bảng hoặc biểu đồ với các dấu chấm Tất cả các dấu chấm nằm trong vòng tròn đơn vị, cho thấy mô hình VAR của cả hai giai đoạn đạt được tính ổn định cần thiết Điều này có nghĩa là với bước trễ đã chọn, giá trị nghiệm đơn vị nằm trong khoảng giới hạn +/- 1 Kết quả cho thấy mô hình trong giai đoạn 2000-2006 là ổn định.
Hình 4.3 2 : Kiểm định tính ổn định của mô hình VAR giai đoạn 2007-2014
Kết quả kiểm định AR Roots ở giai đoạn này cho thấy nghiệm đơn vị hướng gần sát với giá trị trung tâm và không có nghiệm nào nằm ngoài giới hạn +/- 1, điều này chứng tỏ mô hình VAR trong giai đoạn này là ổn định.
Kiểm định nhân quả Granger
Kết quả kiểm định nhân quả Granger sử dụng công cụ Group Statistic trên phần mềm Eview được trình bày trong Bảng dưới.
Bảng 4.4.1 trình bày kết quả kiểm định nhân quả Granger trong giai đoạn 2000-2006, giúp làm rõ mối quan hệ giữa các biến Tác giả sẽ tóm tắt những kết quả có ý nghĩa để giải thích mối quan hệ này qua bảng.
Bảng 4.4 2 : Tóm tắt kết quả kiểm định nhân quả Granger 2000-2006
Giai đoạn 2000-2006 Kiểm định nhân quả Granger Prob.
Ghi ch ú : Trong đó *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.
Kết quả nghiên cứu giai đoạn 2000-2006 cho thấy có mối quan hệ nhân quả rõ ràng giữa giá dầu thế giới, cung tiền, chỉ số sản xuất công nghiệp và giá tiêu dùng Cụ thể, cung tiền có ảnh hưởng đến giá tiêu dùng và chỉ số sản xuất công nghiệp với mức ý nghĩa 1% Bên cạnh đó, giá dầu thế giới tác động đến giá tiêu dùng với mức ý nghĩa 10%, và từ giá tiêu dùng đến chỉ số sản xuất công nghiệp cùng như từ giá dầu đến cung tiền với mức ý nghĩa 5%.
Bảng 4.4 3 : Kết quả kiểm định nhân quả Granger giai đoạn 2007-2014
Ghi ch ú : *,**,*** tương ứng với mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Kết quả nghiên cứu giai đoạn 2007-2014 chỉ ra rằng có mối quan hệ nhân quả giữa giá dầu Thế giới, cung tiền, tỷ giá hối đoái và giá tiêu dùng Các biến này tác động lẫn nhau, cho thấy rằng không có biến nào trong mô hình nghiên cứu này tách rời khỏi các biến khác, do đó tất cả các biến đều cần được đưa vào phân tích.
Phân tích phản ứng xung
Trong bài viết này, tác giả phân tích phản ứng xung để mô tả cơ chế truyền dẫn của chính sách tiền tệ và mở cửa thương mại trước các cú sốc từ các biến độc lập Phản ứng của các biến số đối với cú sốc, bao gồm độ lớn và độ trễ, không chỉ phản ánh hiệu quả của việc điều hành chính sách mà còn cho thấy mức độ bất ổn của nền kinh tế.
Trước khi phân tích phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng trước cú sốc 1% của các biến khác, tác giả đã tiến hành đo lường hệ số ước lượng trong mô hình VAR cho hai giai đoạn 2000-2006 và 2007-2014.
Bảng 4.5 1 : Kết quả ước lượng hệ số trong mô hình VAR 2000-2006
Trong giai đoạn 2000-2006, kết quả phân tích cho thấy giá dầu thế giới và tỷ giá hối đoái có tác động ngược chiều đến giá tiêu dùng, trong khi cung tiền và chỉ số công nghiệp lại có ảnh hưởng cùng chiều Điều này cho thấy giá dầu là yếu tố có ảnh hưởng lớn nhất đến chỉ số giá tiêu dùng, trong khi tỷ giá hối đoái chưa giải thích rõ ràng sự biến đổi của giá tiêu dùng trong giai đoạn này.
Bảng 4.5 2 : Kết quả ước lượng hệ số trong mô hình VAR 2007-2014
Kết quả nghiên cứu giai đoạn 2007-2014 cho thấy các biến đều tác động cùng chiều đến giá tiêu dùng Giá dầu thế giới tiếp tục có ảnh hưởng lớn đến chỉ số giá tiêu dùng, trong khi đó chỉ số sản xuất công nghiệp không còn tác động mạnh như trước.
Trong nghiên cứu về ảnh hưởng của các yếu tố đến giá tiêu dùng, kết quả cho thấy giá dầu thế giới có tác động lớn nhất, trong khi chỉ số công nghiệp lại có ảnh hưởng tương đối yếu Ngoài ra, tỷ giá hối đoái và cung tiền cũng khẳng định mức độ ảnh hưởng của chúng đến sự thay đổi giá theo từng giai đoạn.
Trong mô hình VAR, các biến nội sinh luôn có sự tác động qua lại lẫn nhau Để đánh giá phản ứng của giá tiêu dùng (CPI) trước các biến khác, tác giả đã thực hiện phân tích phản ứng tích lũy của CPI dưới tác động của cú sốc 1% từ các biến Kết quả của phân tích này được trình bày qua hai giai đoạn nghiên cứu trong các bảng sau.
Bảng 4.5 3 : Tóm tắt phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng trước cú sốc 1% của các biến qua giai đoạn 2000-200, 2007 -2014
D2CPI DOIL IIP DM2 DNEER DCPI DOIL IIP DM2 DNEER
Trong giai đoạn đầu, phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng trước biến động 1% tỷ giá có chiều hướng dao động tăng giảm trong 24 tháng đầu, sau đó ổn định Cụ thể, phản ứng tích lũy giá tiêu dùng dưới cú sốc 1% tỷ giá đạt -0.017% sau 6 tháng và dần ổn định sau 24 tháng So với các nước Đông Á, hệ số truyền dẫn vào giá tiêu dùng ở Thái Lan là 0.05, Malaysia 0.02, Hàn Quốc 0.08 sau 12 tháng Theo nghiên cứu của Võ Văn Minh (2009), mức trung bình của hệ số truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng sau 12 tháng là 0.08 Do đó, hệ số truyền dẫn tỷ giá đến giá tiêu dùng tại Việt Nam trong nghiên cứu này chỉ đạt 0.01 sau 12 tháng, cho thấy là khá thấp.
Biến giá dầu thế giới có tác động ngược chiều đến giá tiêu dùng, với mức phản ứng tích lũy đạt -0.08% sau 6 tháng và dần ổn định sau 12 tháng Ngược lại, trị giá sản xuất công nghiệp ảnh hưởng cùng chiều với giá, phản ứng đạt 0.028% sau 6 tháng và ổn định sau 18 tháng Đối với cung tiền, giá tiêu dùng phản ứng với biến này có xu hướng giảm rồi tăng, ổn định sau khoảng 20 tháng.
Trong giai đoạn 2007 – 2014, phản ứng tích lũy giá tiêu dùng trước cú sốc các biến có sự thay đổi tăng dần và cùng chiều, trong khi ở giai đoạn hiện tại, các biến có xu hướng ổn định sau 12 tháng Đặc biệt, phản ứng với cú sốc tỷ giá hối đoái trong giai đoạn này đã tăng lên 0.73% sau 6 tháng, cho thấy sự khác biệt rõ rệt so với giai đoạn trước Nghiên cứu của Trần đã chỉ ra những thay đổi này trong bối cảnh kinh tế hiện tại.
Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2012) chỉ ra rằng phản ứng tích lũy lạm phát trước cú sốc M2 sau khi Việt Nam gia nhập WTO có xu hướng tăng so với giai đoạn trước Điều này cho thấy phản ứng của giá đối với cú sốc cung tiền cũng gia tăng trong giai đoạn sau Sự gia tăng này có thể được giải thích bởi việc Việt Nam hội nhập sâu rộng, dẫn đến nguồn vốn nước ngoài vào Việt Nam tăng mạnh Mục tiêu của chính sách này là ổn định và phá giá nhẹ tỷ giá nhằm hỗ trợ xuất khẩu và thúc đẩy tăng trưởng kinh tế Ngân hàng Nhà nước đã cung ứng một lượng tiền nội tệ để mua ngoại tệ, từ đó làm gia tăng tổng phương tiện thanh toán và thúc đẩy lạm phát.
Phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng trước sự thay đổi 1% của tỷ giá hối đoái được phân tích qua các thời kỳ, như thể hiện trong hình bên dưới.
Hình 4 5.1 : Phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng trước 1 cú sốc tỷ giá qua hai giai đoạn 2000-2006, 2007-2014
Khi tỷ giá thay đổi 1%, phản ứng của giá tiêu dùng thể hiện sự khác biệt giữa hai giai đoạn Trong 6 tháng đầu, giá tiêu dùng giảm 0.01% ở giai đoạn trước và tăng 0.73% ở giai đoạn sau, cho thấy sự nhạy cảm gia tăng của giá tiêu dùng đối với tỷ giá hối đoái Nghiên cứu của Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) cũng chỉ ra rằng trước khi Việt Nam gia nhập WTO, khi tỷ giá tăng 1%, chỉ số giá tiêu tăng 0.046% ở tháng thứ hai, trong khi sau khi gia nhập WTO, chỉ số này tăng 0.375% ở tháng đầu tiên Kết luận cho thấy lạm phát của Việt Nam trở nên nhạy cảm hơn với cú sốc tỷ giá hối đoái sau khi gia nhập WTO.
Giai đoạn sau cho thấy tốc độ tăng trưởng mạnh mẽ hơn so với giai đoạn trước trong toàn bộ thời kỳ Kết quả cho thấy hiệu quả tức thời ở giai đoạn trước thấp hơn, và thời gian biến động của tỷ giá hối đoái càng kéo dài thì tác động lên giá tiêu dùng càng lớn Điều này chứng minh rằng ERPT chưa hoàn toàn hiệu quả.
So sánh kết quả phản ứng giá tiêu dùng qua các giai đoạn cho thấy sự khác biệt rõ rệt trong yếu tố ảnh hưởng đến ERPT Môi trường kinh tế trong hai giai đoạn này hoàn toàn khác nhau, với giai đoạn 2 chứng kiến sự gia tăng chính sách mở cửa và thắt chặt chính sách tiền tệ nhằm kiểm soát lạm phát Mặc dù lạm phát biến động cao do tác động của các cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu, giả thuyết cho rằng kỳ vọng ERPT ở giai đoạn 1 thấp hơn giai đoạn 2 được củng cố, khi tỷ lệ lạm phát và mức độ mở cửa trong giai đoạn 2 cao hơn.
Bảng 4.5 4 : Phản ứng tích lũy CPI khi NEER thay đổi 1% qua hai giai đoạn
Phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng khi tỷ giá thay đổi 1% ở giai đoạn sau lớn hơn nhiều so với giai đoạn trước, cho thấy sự nhạy cảm cao hơn của giá tiêu dùng đối với tỷ giá và các biến khác Trong giai đoạn 2, phản ứng của giá tiêu dùng khi tỷ giá thay đổi có sự biến động giảm nhẹ trong 12 tháng đầu và ổn định dần sau đó Dù đã áp dụng các chính sách tiền tệ để kiểm soát lạm phát, nhưng do tác động của các cuộc suy thoái kinh tế, lạm phát giai đoạn sau có sự biến động mạnh ở đầu giai đoạn Thêm vào đó, việc mở cửa kinh tế gia tăng cũng giải thích nguyên nhân của sự tăng cường ERPT trong khoảng thời gian này.
Hình 4.5.2 : Phản ứng tích lũy của giá tiêu dùng trước các cú sốc các biến trong mô hình Giai đoạn 2000-2006
Kết quả phân rã phương sai
Phân tích phương sai đóng vai trò quan trọng trong việc xác định ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái và các biến khác đối với sự thay đổi giá tiêu dùng Bài viết này sẽ đi sâu vào chi tiết về tầm quan trọng của phương pháp phân tích này.
Bảng 4.6 1 : Phân rã phương sai của CPI theo cơ chế phân rã phương sai Cholesky cho giai đoạn 2000-2006
Kết quả phân tích cho thấy, trong giai đoạn 2000-2006, biến động giá tiêu dùng chủ yếu được giải thích bởi chính nó, nhưng tầm quan trọng giảm dần theo thời gian, cụ thể giảm từ 100% xuống 58.88% sau 4 tháng, 49.37% sau 6 tháng và 49.13% sau 12 tháng, sau đó ổn định Bên cạnh đó, chỉ số sản xuất công nghiệp cũng đóng góp quan trọng, đạt 38.08% sau 6 tháng và duy trì ổn định trong các giai đoạn tiếp theo.
Trong giai đoạn này, sự biến đổi giá tiêu dùng chủ yếu bị ảnh hưởng bởi giá dầu và cung tiền dài hạn, với mức độ ảnh hưởng khác nhau theo thời gian Đáng chú ý, tỷ giá hối đoái đóng góp rất ít vào sự thay đổi giá, điều này không gây ngạc nhiên do không có biến động lớn trong tỷ giá và chính sách thương mại tương đối khép kín của đất nước, dẫn đến giao thương chưa được mở rộng.
Bảng 4.6 2: Phân rã phương sai của CPI theo cơ chế phân rã phương sai Cholesky cho giai đoạn 2007-2014
Trong giai đoạn này, giá tiêu dùng đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích sự biến động của nó, mặc dù tầm quan trọng này giảm dần theo thời gian và ổn định trong dài hạn Cụ thể, mức giảm từ 100% xuống 75.75% trong 3 tháng đầu, tiếp tục giảm xuống 71.2% sau 6 tháng và ổn định ở các kỳ sau Khác với giai đoạn trước, giá dầu hiện có ảnh hưởng lớn nhất đến biến động giá tiêu dùng trong dài hạn, với tỷ lệ đạt khoảng 13.19% sau 3 tháng và 17.21% sau 9 tháng, rồi ổn định dần Cung tiền là yếu tố quan trọng thứ hai, tiếp theo là tỷ giá hối đoái và chỉ số sản xuất công nghiệp Tác giả sẽ trình bày những điểm chung và khác biệt để làm rõ sự thay đổi của các biến qua từng thời kỳ trong việc giải thích biến động giá tiêu dùng.
DCPI DOIL IIP DM2 DNEER
Hình Kết quả phân rã phương sai của CPI theo cơ chế phân rã Cholesky giai đoạn 2000-2006
Kết quả phân rã phương sai chỉ số giá tiêu dùng (CPI) qua hai giai đoạn cho thấy CPI chịu ảnh hưởng lớn từ cú sốc trễ chính nó Nghiên cứu của Niloufer Sohrabji (2011) cũng xác nhận điều này khi phân tích tác động của tỷ giá hối đoái đến giá cả tại Ấn Độ từ 1975 đến 2010 Thêm vào đó, các nghiên cứu trước đây về lạm phát ở Việt Nam, như của Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010), cũng chỉ ra rằng CPI thường bị ảnh hưởng mạnh mẽ bởi cú sốc trễ chính nó.
DCPI DOIL IIP DM2 DNEER
4.6.2: Kết quả phân rã phương sai của CPI theo cơ chế phân rã Cholesky giai đoạn 2007-2014
Sự biến đổi giá tiêu dùng tại Việt Nam có sự ảnh hưởng rõ rệt từ giá dầu thế giới, đặc biệt trong giai đoạn sau khi giá dầu trở thành yếu tố quyết định nhất cho lạm phát, nhất là khi Việt Nam là quốc gia nhập siêu với hàng hóa chủ yếu là máy móc và nguyên liệu sản xuất Giai đoạn này cũng chứng kiến tác động từ các cuộc suy thoái toàn cầu, làm gia tăng giá dầu và lương thực, cùng với nhu cầu năng lượng toàn cầu tăng cao, dẫn đến áp lực lạm phát gia tăng Tỷ giá hối đoái cũng đóng vai trò quan trọng trong sự biến đổi giá tiêu dùng, nhờ vào việc mở cửa thương mại và hội nhập kinh tế, khiến giá dầu và tỷ giá tác động mạnh mẽ hơn đến giá cả Cuối cùng, sản lượng công nghiệp đã có sự thay đổi đáng kể; trong giai đoạn đầu, nó là yếu tố chính ảnh hưởng đến giá tiêu dùng, nhưng trong giai đoạn sau, ảnh hưởng của nó giảm xuống chỉ còn 0.92% sau 3 tháng và 0.83% sau 8 tháng, cho thấy sự chuyển biến trong cơ cấu kinh tế.
Một điểm khác biệt quan trọng là cú sốc cung tiền đã góp phần giải thích sự gia tăng mạnh mẽ của chỉ số giá tiêu dùng trong hai giai đoạn khác nhau Nguyên nhân có thể do sự phát triển dựa trên đầu tư, dẫn đến sự tăng cao của cung tiền, đặc biệt là lượng cung tiền M2 trong năm.
2010 là 2.789 triệu tỷ đồng tăng hơn gấp 3 lần so với năm 2006 và gần 10 lần năm
Tăng trưởng cung tiền nhanh chóng kết hợp với hiệu quả sử dụng vốn thấp đã dẫn đến việc sản lượng sản xuất không theo kịp, gây ra tình trạng giá cả leo thang Hệ quả là giá trị đồng tiền ngày càng suy giảm.
Giá dầu thế giới và tỷ giá hối đoái đóng vai trò quan trọng trong việc ảnh hưởng đến giá tiêu dùng, trong khi trị giá sản xuất công nghiệp đang giảm dần tầm quan trọng Sự thay đổi này một phần do việc mở cửa thương mại và hội nhập kinh tế toàn cầu gia tăng, dẫn đến giao thương hàng hóa mở rộng và nhập khẩu tăng, từ đó tác động mạnh mẽ đến giá tiêu dùng.
