0557 môi trường lạm phát và truyền dẫn tỷ giá hối đoái ở việt nam

BÁO CÁO KHOA HỌC, NGHIÊN CỨU ỨNG DỤNG, ĐẠI HỌC BÁO CÁO KHOA HỌC, NGHIÊN CỨU ỨNG DỤNG, ĐẠI HỌC BÁO CÁO KHOA HỌC, NGHIÊN CỨU ỨNG DỤNG, ĐẠI HỌC BÁO CÁO KHOA HỌC, NGHIÊN CỨU ỨNG DỤNG, ĐẠI HỌC BÁO CÁO KHOA HỌC, NGHIÊN CỨU ỨNG DỤNG, ĐẠI HỌCMôi trường lạm phát và truyền dẫn tỷ giá hối đoái ở Việt Nam Inflation environment and exchange rate pass through Evidence in Vietnam Quách Doanh Nghiệp1 1Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.

Quách Doanh Nghiệp Tạp chí Khoa học Đại học Mở Thành phố Hồ Chí Minh, 14(3), 3146 Mơi trường lạm phát truyền dẫn tỷ giá hối đoái Việt Nam Inflation environment and exchange rate pass-through: Evidence in Vietnam Quách Doanh Nghiệp1* Trường Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh, Việt Nam * Tác giả liên hệ, Email: nghieptcdn@ueh.edu.vn THÔNG TIN DOI:10.46223/HCMCOUJS econ.vi.14.3.476.2019 Ngày nhận: 09/09/2019 Ngày nhận lại: 30/09/2019 Duyệt đăng: 07/10/2019 Từ khóa: độ bất ổn lạm phát, hồi quy chuyển tiếp trơn, môi trường lạm phát, truyền dẫn tỷ giá Keywords: exchange rate pass-through, inflation environment, inflation volatility, smooth transition regression TÓM TẮT Nghiên cứu sử dụng phương pháp Hồi quy chuyển tiếp trơn (Smooth transition regression - STR) nhằm tìm kiếm chứng mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đối vào lạm phát phụ thuộc vào mơi trường lạm phát Việt Nam Nghiên cứu tìm thấy ngưỡng lạm phát có ý nghĩa thống kê 1,5%/tháng chia kinh tế thành hai trạng thái lạm phát cao lạm phát thấp Kết từ nghiên cứu cho thấy tồn mối quan hệ phi tuyến môi trường lạm phát mức độ truyền dẫn tỷ giá, theo ngắn hạn lẫn dài hạn, mức độ truyền dẫn cao kinh tế trạng thái lạm phát cao ngược lại Ngồi nghiên cứu cịn cho thấy mức độ truyền dẫn có tương quan chiều với độ bất ổn lạm phát ABSTRACT This research investigates the dependent on exchange rate passthrough to the inflation environment in Vietnam by using the smooth transition regression model The findings show a significant inflation threshold of 1.5%/month that divides the economy into two regimes: low and high inflations The study also helps confirm the nonlinear relationship between the exchange rate pass-through coefficients and the inflation environment As a result, the exchange rate passthrough is higher when the inflation above specify threshold in the short run and long run Additionally, the study reveals a positive correlation between the exchange rate pass-through level and the volatility of inflation Giới thiệu Truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát vấn đề quan trọng quốc gia, đòi hỏi nhà quản lý cần nắm bắt cách thức quy mơ mà biến động tỷ giá hối đối truyền dẫn vào lạm phát Bởi dựa sở hiểu biết này, quan quản lý phủ ngân hàng trung ương dự báo mức độ phản ứng lạm phát trước cú sốc tỷ giá để từ đưa đối sách phù hợp nhằm kiềm chế lạm phát, ổn định kinh tế Theo Goldberg Knetter (1996) truyền dẫn tỷ giá (Exchange rate pass-through ERPT) phần trăm thay đổi giá nhập tính theo đồng tiền nội tệ từ phần trăm thay đổi tỷ giá quốc gia xuất quốc gia nhập Theo thời gian, nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá mở rộng dựa tảng Goldberg Knetter (1996) cách đo lường biến động giá sản xuất giá tiêu dùng trước cú sốc tỷ giá Hình diễn tả cách tổng quát chế truyền dẫn tỷ giá vào mức giá kinh tế: giá nhập khẩu, giá sản xuất giá tiêu dùng Nogueira León-Ledesma (2011) cho thay đổi tỷ giá chuyển vào mức giá điều quan trọng người làm sách Những ảnh hưởng khơng tác động lên mức lạm phát mà tác động lên kỳ vọng lạm phát, việc thiết lập sách tiền tệ khả điều chỉnh tỷ giá để cân lại thâm hụt thương mại Các thành phần kinh tế thay đổi kỳ vọng lạm phát tỷ lệ lạm phát cao mức ngưỡng Các doanh nghiệp cho gia tăng chi phí sản xuất vượt ngưỡng định bền bỉ với diện tỷ lệ lạm phát cao kinh tế Do đó, mơi trường lạm phát cao, doanh nghiệp điều chỉnh giá thường xuyên với mức chi phí thực đơn biết trước Chiến lược điều chỉnh giá thường xuyên giúp doanh nghiệp chuyển ảnh hưởng từ cú sốc tỷ giá vào chi phí để trì lợi nhuận tăng thêm (mark up) Trong điều kiện yếu tố khác không đổi, truyền dẫn tỷ giá vào giá nội địa cao thời kỳ lạm phát cao so với thời kỳ lạm phát thấp Một số nghiên cứu gần cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát chịu ảnh hưởng môi trường lạm phát nghiên cứu Taylor (2000), Gagnon Ihrig (2004), Choudhri Hakura (2006), Ca’Zorzi, Hahn, Sanchez (2007), Nogueira Leon-Ledesma (2011), Aleem Lahiani (2014), Tran Nguyen (2015) Kế thừa nghiên cứu có, nghiên cứu thực nhằm đánh giá ảnh hưởng môi trường lạm phát lên mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát Việt Nam Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng biến động lạm phát độ bất ổn lạm phát để đại diện môi trường lạm phát Nghiên cứu mong muốn trả lời cho câu hỏi liệu mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát có khác biệt mức lạm phát vượt qua mức ngưỡng độ bất ổn lạm phát gia tăng hay không? Hiệu ứng chuyển dịch chi tiêu Truyền dẫn giai đoạn NỘI TỆ GIẢM GIÁ Ảnh hưởng trực tiếp Ảnh hưởng gián tiếp Đầu vào Hàng hóa nhập cho tiêu dùng cuối  TĂNG GIÁnhập Cầu nội địa hàng hóa thay TĂNG Xuất  TĂNG GIÁ TĂNG Hàng hóa thay xuất  TĂNG NhuGIÁ cầu lao động  TĂNG Truyền dẫn giai đoạn Chi phí sản xuất  TĂNG Tiền lương TĂNG GIÁ TIÊU DÙNG TĂNG Hình Sơ đồ truyền dẫn tỷ giá vào giá tiêu dùng Nguồn: Laflèche (1997) tập hợp tác giả Kết từ nghiên cứu góp thêm thơng tin quan trọng giúp nhà quản lý xây dựng sách phù hợp nhằm đối phó với lạm phát tùy thuộc vào trạng thái kinh tế vĩ mô cụ thể kinh tế Ảnh hưởng môi trường lạm phát lên mức độ truyền dẫn tỷ giá Môi trường lạm phát khác quốc gia nhập làm thay đổi hành vi định giá doanh nghiệp, cấp độ vĩ mơ điều gây phản ứng bất đối xứng lạm phát trước biến động tỷ giá Nghiên cứu Taylor (2000) cho thấy môi trường lạm phát khác mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát khác nhau, cụ thể mức độ truyền dẫn giảm môi trường lạm phát thấp Taylor (2000) thiết lập mơ hình định giá so le, mơ hình cho thấy thay đổi sức mạnh định giá doanh nghiệp quan sát có liên quan đến thay đổi kỳ vọng dai dẳng giá chi phí Nói cách khác, doanh nghiệp tăng giá bán họ kỳ vọng thay đổi giá dai dẳng Taylor (2000) sử dụng liệu từ thị trường Mỹ giai đoạn từ 1960 đến 1999 cho thấy mức lạm phát thấp trì mức ổn định có mối quan hệ chiều với mức độ dai dẳng thấp lạm phát mối quan hệ ảnh hưởng đến hành vi điều chỉnh giá doanh nghiệp Kết nghiên cứu Taylor (2000) kết luận giá thiết lập trước cho số thời kỳ mức độ dai dẳng lạm phát mức thấp dẫn đến mức độ truyền dẫn nhỏ hơn, nguyên nhân sức mạnh định giá doanh nghiệp bị giảm trường hợp Gagnon Ihrig (2004) phát triển mơ hình lý thuyết để đo lường ảnh hưởng sách ổn định hóa lạm phát ngân hàng Trung ương đến mức độ truyền dẫn tỷ giá Nghiên cứu sử dụng liệu 20 nước công nghiệp giai đoạn 1971 đến 2003 cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá có liên quan đến mức biến động lạm phát Kết từ nghiên cứu cho thấy quốc gia có mức lạm phát thấp ổn định (hàm ý sách ổn định lạm phát ngân hàng Trung ương có hiệu quả) mức độ truyền dẫn từ tỷ giá vào lạm phát trở nên thấp Một nghiên cứu mang tính tổng quát thực với liệu 71 quốc gia giai đoạn 1971 - 2000 Choudhri Hakura (2006) cho thấy mối quan hệ chiều có ý nghĩa thống kê mức độ truyền dẫn lạm phát bình quân quốc gia mẫu nghiên cứu Tác giả so sánh kết ước lượng mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái nhóm nước với nhau, kết cho thấy quốc gia có mức lạm phát bình qn thấp có mức độ truyền dẫn thấp mức độ truyền dẫn cao thuộc nhóm quốc gia có mức lạm phát cao suốt thời gian nghiên cứu Ngoài nghiên cứu mức độ biến động lạm phát tỷ giá có mối tương quan chiều với mức độ truyền dẫn Ca’Zorzi cộng (2007) sử dụng mơ hình VAR để ước tính mức độ truyền dẫn tỷ giá vào giá 12 kinh tế phát triển châu Á, châu Mỹ Latin, Trung Đông Âu Kết từ nghiên cứu tương đồng với nghiên cứu Taylor (2000) cho thấy chứng đáng tin cậy mối quan hệ chiều mức độ truyền dẫn tỷ giá lạm phát, cụ thể quốc gia phát triển châu Á có mức lạm phát thấp có mức truyền dẫn tỷ giá vào giá nhỏ Nogueira Leon-Ledesma (2011) nghiên cứu mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát cách sử dụng mẫu nước phát triển Nghiên cứu cho thấy trình truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát phi tuyến trái ngược với giả định tuyến tính nghiên cứu trước Bằng cách sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn để đo lường truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát theo cách thức phi tuyến, kết cho thấy ERPT phụ thuộc vào mức độ lạm phát, cụ thể mức độ truyền dẫn cao lạm phát vượt qua mức ngưỡng ngược lại Nghiên cứu nhấn mạnh quốc gia thực thi sách lạm phát mục tiêu dường có mức lạm phát thấp mức độ truyền dẫn thấp quốc gia Kết ủng hộ lập luận Gagnon Ihrig (2004) vai trị sách ổn định lạm phát Ngân hàng Trung ương góp phần làm giảm mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Bằng cách sử dụng lớp mô hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR) cho thị trường Mỹ giai đoạn 1975 - 2007, Shintani, Terada-Hagiwara, Yabu (2013) tìm thấy chứng mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá lạm phát Kết từ nghiên cứu cho thấy sụt giảm ERPT giai đoạn thập niên 80, 90 Mỹ có liên quan đến môi trường lạm phát thấp nước kể từ năm 2000 lạm phát bắt đầu tăng lên ERPT trở nên cao Ở Việt Nam, điển hình có nghiên cứu Tran Nguyen (2015) sử dụng mơ hình TVAR để phân tích truyền dẫn tỷ giá vào số giá nội địa điều kiện lạm phát khác Kết tìm thấy hệ số truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát có mối quan hệ phi tuyến với hai ngưỡng lạm phát 0.159%/tháng 0.339%/tháng, chia kinh tế thành trạng thái, nhiên có ERPT trạng thái thứ có ý nghĩa thống kê Theo tác giả lạm phát mức ngưỡng 0,339%/tháng, ERPT khơng có ý nghĩa thống kê, nhiên mức ngưỡng - biểu thị cho môi trường lạm phát cao - cú sốc tăng tỷ giá làm cho lạm phát tăng kỳ Các tác giả cho lạm phát cao kỳ vọng dai dẳng lạm phát doanh nghiệp thay đổi nên làm cho ERPT tăng lên Các nghiên cứu kể cho thấy mối quan hệ chiều mức độ truyền dẫn tỷ giá mức lạm phát kinh tế, theo mức độ truyền dẫn thay đổi lạm phát vượt mức ngưỡng Phương pháp nghiên cứu, mơ hình thực nghiệm liệu 3.1 Phương pháp nghiên cứu Dựa theo Nogueira León-Ledesma (2011) tác giả sử dụng lớp mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn để ước lượng quy mô truyền dẫn tỷ giá tùy theo trạng thái khác mơi trường lạm phát Mơ hình STR mơ tả hai mơ hình tuyến tính bình quân trọng số, với trọng số xác định giá trị hàm chuyển tiếp Một doanh nghiệp đơn lẻ phản ứng nhanh chóng trước cú sốc tỷ giá, nhiên góc độ vĩ mô, phản ứng không đồng thời doanh nghiệp không làm cho mức giá kinh tế thay đổi từ từ trước cú sốc Do đó, thay sử dụng mơ hình hồi quy ngưỡng tác giả sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn nghiên cứu Mơ hình STR cho phép ước tính hệ số truyền dẫn kinh tế chuyển từ trạng thái sang trạng thái khác cách từ từ thông qua biến thiên hàm chuyển tiếp chuyển tiếp đột ngột Điều cho phép ước tính hệ số truyền dẫn phù hợp với bối cảnh kinh tế Mơ hình quy chuyển tiếp trơn (STR) đưa van Dijk, Teräsvirta, Franses (2002), Teräsvirta (2006) có dạng tổng quát xác định sau 𝑦� = �′𝑧� + �′𝑧��(𝑠�; �, �) + �� = [� + (s�; �, �)]′z� + ��, (1) với � = 1, … , � Trong đó: • z� biến giải thích, bao gồm trễ biến nội sinh biến ngoại sinh; • � = (�0, �1, …, �k)′ � = (�0, �1, … , �k)′ véc-tơ tham số với (k + 1) ì 1; ã l sai s tuõn theo quy luật phân phối chuẩn; • �(𝑠�; �, �) hàm chuyển tiếp bị chặn khoảng (0,1); hàm số liên tục vị trí khơng gian tham số giá trị 𝑠�; • Biến chuyển tiếp st thành tố zt giả định biến trễ nội sinh (st = yt-d) biến ngoại sinh (st = xkt); • � tham số độ dốc, tốc độ hàm chuyển tiếp; • � giá trị ngưỡng Có hai dạng hàm chuyển tiếp: Nếu hàm chuyển tiếp hàm logistic (LSTR) có dạng tổng quát �(𝑠�; �, �) = (1 + 𝑒𝑥�{−�(𝑠� − ��})−1, γ >0 (2) Mơ hình LSTR tồn ngưỡng biểu thị cho trạng hành vi bất đối xứng (asymmetry), tức biến phụ thuộc thay đổi biến chuyển tiếp giá trị ngưỡng Nếu hàm chuyển tiếp dạng hàm mũ (ESTR): Hàm chuyển tiếp dạng mũ có phương trình tổng quát sau: �(𝑠�; �, �) = − 𝑒𝑥�{−�(𝑠1� − �∗)2}, � > (3) Mơ hình ESTR cho thấy thay đổi biến phụ thuộc tùy vào biến chuyển tiếp xa hay gần với giá trị ngưỡng, chênh lệch (st - c) dương hay âm 3.2 Mơ hình thực nghiệm Dựa theo nghiên cứu Campa Goldberg (2002), Nogueira Ln-Ledesma (2011), áp dụng mơ hình STR tổng qt, tác giả sử dụng mơ hình thực nghiệm nghiên cứu sau: 𝑖𝑛�� = �0 + ∑� Trong đó: �� 𝑖𝑛��−𝑖 + ��𝑒��−� + ��𝑒��−�) �(𝑠�; �, �) + ∑� ∑� �= ( �= � ∑ �= ��𝑔�𝑖�−� + �= ��𝑖�𝑖�−� + �0� (4) 0 ∑� 𝑖= • 𝑖𝑛��: lạm phát đo lường thay đổi số giá tiêu dùng (CPI) • 𝑒��−�: thay đổi tỷ giá danh nghĩa USDVND • 𝑔�𝑖�−�: thay đổi số giá hàng hóa tồn cầu đại diện cho mức độ thay đổi giá hàng hóa nhập • 𝑖�𝑖�−�: thay đổi số sản xuất công nghiệp đại diện cho cầu nội địa • �: hệ số xác định tốc độ chuyển tiếp hai trạng thái • �: giá trị ngưỡng • 𝑠�: biến ngưỡng mơ hình đại diện số lạm phát độ bất ổn (volatility) lạm phát • Hệ số truyền dẫn ngắn hạn: • SR ERPT = �0 + ∅0�(𝑠�; �, �) (5) • Hệ số truyền dẫn dài hạn •∑ LR ERPT = �� +∑� �=0 �=0 ∅��(𝑠�;�,�) � 1− �= �� (6) Dữ liệu cho nghiên cứu thu thập giai đoạn 2000 đến 2018 theo tháng từ nguồn liệu Datastream Thomson Reuters Kết nghiên cứu 4.1 Thống kê mô tả, tự tương quan, kiểm định tính dừng biến 4.1.1 Thống kê mơ tả Bảng trình bày thống kê mơ tả biến sử dụng mơ hình (trong biến lạm phát (inf) điều chỉnh mùa vụ theo phương pháp X-12 additional) Thống kê cho thấy giai đoạn nghiên cứu bình quân lạm phát Việt Nam khoảng 0,5%/tháng tức khoảng 6%/năm, nhiên có tháng lạm phát lên đến 3,8%/tháng Mức biến động tỷ giá bình quân khoảng 0,2%/tháng tương ứng với mức gần 3%/năm, cá biệt có lúc lạm phát lên đến 9,2%/tháng Bảng Thống kê mô tả biến inf er gpi ipi Trung bình Trung vị 0,005 0,004 0,002 0,000 0,003 0,008 0,004 0,005 Giá trị lớn 0,038 0,092 0,084 0,286 Giá trị nhỏ -0,015 -0,005 -0,201 -0,495 Độ lệch chuẩn 0,007 0,008 0,042 0,090 Skewness 1,683 7,609 -1,073 -0,695 Kurtosis Jarque-Bera 8,464 389,741 73,193 48793,00 5,594 107,227 8,756 331,682 Probability Sum 0,000 1,205 0,000 0,489 0,000 0,725 0,000 0,981 Sum Sq Dev 0,010 0,015 0,407 1,826 227 227 227 227 Số quan sát Nguồn: Thomson Reuters 10 08 06 04 02 00 -.02 2000 2002 2004 2006 2008 Lam phatBien dong ty gia USDVND 2010 2012 2014 Hình Mơ tả biến lạm phát biến động tỷ giá Nguồn: Thomson Reuters 2016 2018 Tỷ giá hối đoái USD/VND giai đoạn nghiên cứu nhìn chung có trạng thái tương đối rõ rệt Giai đoạn từ năm 2002 đến cuối năm 2007, tỷ giá biến động Tuy nhiên, giai đoạn từ đầu năm 2008 đến cuối năm 2011 giai đoạn tỷ giá Việt Nam biến động mạnh, đỉnh tỷ giá thiết lập vào năm 2008 năm 2011 gần trùng nhịp với diễn tiến lạm phát giai đoạn Từ sau năm 2011 biến động tỷ giá hàng quý xoay quanh khu vực +/- 2%/tháng 4.1.2 Tự tương quan Bảng trình bày giá trị tự tương quan biến sử dụng mơ hình tính bên dưới, hệ số tương quan biến bé 0,5, biến mơ hình khơng tồn khả tự tương quan nên phù hợp để đưa vào mô hình hồi quy Bảng Hệ số tự tương quan inf 1.000 0.140 0.311 -0.046 inf er gpi ipi er 0.140 1.000 0.082 0.009 gpi 0.311 0.082 1.000 0.023 ipi -0.046 0.009 0.023 1.000 Nguồn: Tác giả tự tính tốn 4.1.3 Kiểm định tính dừng Kiểm định nghiệm đơn vị Augmented Dickey-Fuller (ADF) sử dụng để kiểm tra tính dừng biến trước thực hồi quy Kết kiểm tra cho thấy tất biến sử dụng mơ hình dừng Bảng Kiểm định tính dừng Biến inf_sa er gpi ipi Giá trị tới hạn 1% -3,999 -3,999 -3,999 -3,999 5% -3,429 -3,429 -3,429 -3,430 10% -3,138 -3,138 -3,138 -3,138 Giá trị thống kê -5,340 -15,156 -9,708 -12,978 p_value 0,000 0,000 0,000 0,000 Kết luận Chuỗi dừng Chuỗi dừng Chuỗi dừng Chuỗi dừng Nguồn: Tác giả tự tính tốn 4.2 Kết hồi quy 4.2.1 Mơ hình hồi quy tuyến tính sở Đầu tiên tác giả ước tính mơ hình truyền dẫn tỷ giá tuyến tính mơ hình ARDL cho phương trình 15 (khơng bao gồm phần phi tuyến) Mục đích thứ việc mơ hình ARDL giúp tìm độ trễ phù hợp cho mơ hình tuyến tính sở cách sử dụng tiêu chí AIC (Akaike info criterion) để lựa chọn, theo mơ hình với độ trễ cho biến phụ thuộc cho biến độc lập phù hợp Thứ hai, mơ hình giúp đo lường mức độ truyền dẫn mối quan hệ tuyến tính biến để làm sở so sánh với mức độ truyền dẫn tỷ giá theo khung phân tích phi tuyến Bảng cho thấy kết ước tính hệ số truyền dẫn tỷ giá theo mơ hình ARDL tuyến tính Theo đó, ngắn hạn, tỷ giá biến động 1% lạm phát thay đổi 0,094%, dài hạn 0,665% Như vậy, kết cho thấy dài hạn mức độ trung chuyển tỷ giá vào lạm phát lớn ngắn hạn, điều giải thích dài hạn thay đổi tỷ giá tích lũy dịch chuyển vào mức giá kinh tế Bảng Kết mơ hình hồi quy tuyến tính (ARDL) Biến inf(-1) inf(-2) inf(-3) inf(-4) inf(-5) inf(-6) er er(-1) ipi ipi(-1) gpi gpi(-1) c R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Coefficient 0,576 0,063 0,109 -0,095 0,203 -0,118 0,094 0,078 -0,000 0,006 0,022 0,020 0,000 0,691 0,673 0,004 0,003 925,839 38,718 0,000 Std Error t-Statistic 0,067 8,690 0,075 0,837 0,074 1,477 0,074 -1,286 0,074 2,726 0,063 -1,870 0,031 3,016 0,032 2,514 0,003 -0,068 0,003 2,003 0,007 3,331 0,007 2,827 0,000 2,453 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Prob.* 0,000 0,403 0,141 0,200 0,007 0,063 0,003 0,013 0,946 0,046 0,001 0,005 0,015 0,005 0,006 -8,261 -8,061 -8,180 1,992 Nguồn: Tác giả tự tính tốn 4.2.2 Kết từ mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn Khi ước lượng từ mơ hình STR giá trị trễ biến chọn dựa theo mô hình ARDL sở Các hệ số mơ hình STR ước tính kỹ thuật NLS cung cấp hệ số ước lượng tin cậy tiệm cận với phân phối chuẩn Đối với mơ hình, biến chuyển tiếp phù hợp lựa chọn dựa kiểm định mơ hình phi tuyến với biến chuyển tiếp tiềm khơng cịn phi tuyến khơng có tương quan chuỗi Biến chuyển tiếp chọn cần đạt hai điều kiện: bác bỏ mạnh giả thuyết mơ hình tuyến tính mơ hình sở kết sau ước lượng vượt qua kiểm định mô hình khơng cịn phi tuyến Đầu tiên, tác giả kiểm tra xem liệu trình truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát có phản ứng phi tuyến với môi trường lạm phát Việt Nam hay không Các giả thuyết chứng thực nghiệm cho thấy mối quan hệ chiều ERPT lạm phát Môi trường lạm phát cao thường có khuynh hướng kích hoạt trình truyền dẫn cao thay đổi tỷ giá vào mức giá Bảng Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp lạm phát H04: b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 H01: b1=0 inf(-1) 0.0001 0.0000 0.0006 0.0083 inf(-2) 0.0000 0.0001 0.0107 0.1112 inf(-3) 0.0047 0.0080 0.0357 0.2281 inf(-4) 0.0048 0.0059 0.0726 0.0643 inf(-5) 0.0140 0.0245 0.0292 0.0064 inf(-6) 0.1564 0.0992 0.1565 0.1132 Nguồn: Tác giả tự tính tốn Tác giả kiểm tra giá trị trễ từ đến biến chuyển tiếp lạm phát Từ Bảng 5, dựa theo đề xuất Luukkonen, Saikkonen, Teräsvirta (1988), Teräsvirta, Tjøstheim, Granger (1994) cho thấy giá trị trễ phù hợp Mơ hình xây dựng với biến trễ vượt qua kiểm định hậu nghiệm quan trọng như: khơng cịn phần phi tuyến mơ hình, mơ hình khơng có tự tương quan chuỗi Mơ hình chuyển tiếp lựa chọn phù hợp tình mơ hình LSTR ngưỡng Mơ hình phù hợp để đo lường mức độ truyền dẫn tỷ giá lạm phát mức ngưỡng Hệ số ERPT ngắn hạn dài hạn ước tính Bảng Hàm chuyển tiếp nhận giá trị tương ứng với mức lạm phát thấp nhận giá trị tương ứng với mức lạm phát cao Các kết kiểm tra số kiểm định hậu nghiệm quan trọng như: khơng cịn phần phi tuyến phần cịn lại, khơng có tự tương quan Kết từ Bảng cho thấy mức ngưỡng lạm phát có ý nghĩa thống kê 1,5%/tháng, chia kinh tế thành hai trạng thái: lạm phát thấp lạm phát cao Trong ngắn hạn, kết mối quan hệ chiều có ý nghĩa thống kê lạm phát truyền dẫn tỷ giá Cụ thể lạm phát tăng gấp đôi từ mức 0,089% môi trường lạm phát thấp (G=0) tăng lên mức 0,169% môi trường lạm phát cao (G=1) tỷ giá thay đổi 1% Trong dài hạn, trình truyền dẫn diễn mạnh mẽ hơn, cụ thể lạm phát thay đổi mức 0,113% lên mức 0,531% môi trường lạm phát thấp lạm phát cao Bảng Kết hồi quy với biến chuyển tiếp lạm phát BIẾN c er er(-1) c er er(-1) inf(-1) inf(-2) Coefficient Std Error t-Statistic CÁC BIẾN NGƯỠNG (Phần tuyến tính) 0,002 0,000 3,909 0,089 0,047 1,870 -0.043 0.047 -0.911 CÁC BIẾN NGƯỠNG (Phần phi tuyến) 0,004 0,002 2,566 -0,020 0,063 -0,315 0,190 0,063 3,027 CÁC BIẾN ĐỘC LẬP KHÁC 0,558 0,064 8,660 0,068 0,073 0,934 Prob 0,000 0.063 0.363 0,011 0,753 0,003 0,000 0,351 BIẾN inf(-3) inf(-4) inf(-5) inf(-6) ipi ipi(-1) gpi gpi(-1) γ c R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) ERPT ngắn hạn ERPT dài hạn Coefficient Std Error t-Statistic 0,080 0,072 1,100 -0,165 0,082 -2,010 0,127 0,075 1,689 -0,074 0,064 -1,164 0,000 0,003 0,217 0,007 0,003 2,432 0,024 0,007 3,615 0,023 0,007 3,306 HỆ SỐ ĐỘ DỐC 18005,36 51253,06 0,351 GIÁ TRỊ NGƯỠNG 0,015 0,000 64,510 0,719 Mean dependent var 0,695 S D dependent var 0,004 Akaike info criterion 0,002 Schwarz criterion 936,246 Hannan-Quinn criter, 30,487 Durbin-Watson stat 0,000 G= 0,089 0,111 Prob 0,273 0,046 0,093 0,246 0,829 0,016 0,000 0,001 0.726 0,000 0,005 0,007 -8,309 -8,033 -8,198 1,967 G=1 0,169 0,531 Nguồn: Tác giả tự tính tốn Kết tìm thấy kinh tế Việt Nam phù hợp với giả thuyết chứng thực nghiệm khác tìm thấy Taylor (2000), Gagnon Ihrig (2004), Ca’Zorzi cộng (2007), Nogueira Leon-Ledesma (2011), Shintani cộng (2013), Tran Nguyen (2015) phản ứng giá thay đổi tỷ giá phụ thuộc vào môi trường lạm phát Kết cho thấy lạm phát phản ứng theo kiểu phi tuyến trước cú sốc tỷ giá Trong môi trường lạm phát thấp, mức ngưỡng 1,5%/tháng, nhà nhập Việt Nam sẵn lòng hấp thụ thay đổi tỷ giá môi trường lạm phát cao, mức ngưỡng 1,5%/tháng, họ dịch chuyển thay đổi tỷ giá vào giá bán Hành vi chứng tỏ lý thuyết kỳ vọng dai dẳng lạm phát doanh nghiệp tồn tại Việt Nam Nghiên cứu tác giả góp phần làm rõ kết nghiên cứu Tran Nguyen (2015), thị trường Việt Nam, lạm phát mức cao làm xuất kỳ vọng dai dẳng lạm phát ngắn hạn dài hạn, điều khiến cho mức độ truyền dẫn tăng lên Khác biệt với nghiên cứu Tran Nguyen (2015), với độ trễ tháng, tác giả nhận thấy mức độ truyền dẫn mức cao Threshold Weight Function Logistic (c = 0.0151876) 1.0 0.8 0.6 W eig ht 0.4 0.2 0.0 -.02 -.01 00 01 02 03 04 INF_SA(-4) Hình Hàm chuyển tiếp biến lạm phát Nguồn: Tác giả tự tính tốn Hình thể mối quan hệ hệ số truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát theo thời gian biến chuyển tiếp, ERPT tăng tương xứng với giai đoạn biến chuyển tiếp tăng vượt giá trị ngưỡng Tiếp theo, chúng tơi sử dụng mơ hình GARCH (1,1) để ước tính độ bất ổn lạm phát Việt Nam giai đoạn nghiên cứu, sau kiểm tra liệu xem truyền dẫn tỷ giá hối đoái Việt Nam có nhạy cảm với độ bất ổn lạm phát hay khơng Chúng tơi sử dụng mơ hình ESTR để đánh giá phản ứng lạm phát tình huống: độ bất ổn lạm phát thấp tức gần giá trị ngưỡng độ bất ổn lạm phát cao tức xa mức ngưỡng Bảng Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp lạm phát H04: b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 H01: b1=0 var_inf (-1) 0,054 0,096 0,079 0,071 var_inf (-2) 0,000 0,000 0,000 0,125 var_inf (-3) 0,004 0,008 0,035 0,228 var_inf (-4) 0,000 0,000 0,000 0,091 var_inf (-5) 0,103 0,035 0,221 0,764 var_inf (-6) 0,028 0,012 0,015 0,002 Nguồn: Kết phân tích liệu nhóm nghiên cứu Tác giả kiểm tra giá trị trễ từ đến biến chuyển tiếp lạm phát Từ Bảng 7, dựa theo đề xuất Luukkonen cộng (1988), Teräsvirta cộng (1994) cho thấy giá trị trễ phù hợp Mơ hình xây dựng với biến trễ vượt qua kiểm định hậu nghiệm quan trọng như: khơng cịn phần phi tuyến mơ hình, mơ hình khơng có tự tương quan chuỗi Tác giả sử dụng mơ hình ESTR để đánh giá phản ứng lạm phát trước cú sốc tỷ giá điều kiện độ bất ổn lạm phát thấp độ bất ổn cao Bảng Kết hồi quy với biến chuyển tiếp độ bất ổn lạm phát BIẾN c er er(-1) Coefficient Std Error CÁC BIẾN NGƯỠNG (phần tuyến tính) 0,004 0,001 -0,613 0,308 -0,800 0,299 t-Statistic Prob 4,198 -1,988 -2,675 0,000 0,048 0,008 -3,57 2,468 3,216 0,000 0,014 0,002 0,064 0,072 0,071 0,071 0,072 0,062 0,003 0,003 0,007 0,007 9,313 0,816 1,834 -1,852 2,562 -1,696 -0,036 2,289 3,248 2,820 0,000 0,416 0,068 0,065 0,011 0,091 0,972 0,023 0,001 0,005 1,34E+09 2,899079 0,0042 16,88720 0,0000 CÁC BIẾN NGƯỠNG (phần phi tuyến) c er er(-1) -0,004 0,802 0,962 0,001 0,325 0,300 CÁC BIẾN ĐỘC LẬP KHÁC inf_sa(-1) inf_sa(-2) inf_sa(-3) inf_sa(-4) inf_sa(-5) inf_sa(-6) ipi ipi(-1) gpi gpi(-1) 0,594 0,059 0,130 -0,131 0,186 -0,106 -0,000 0,007 0,021 0,019 HỆ SỐ ĐỘ DỐC c 3,88E+09 GIÁ TRỊ NGƯỠNG γ 0,000044 R-squared 0,734 Adjusted Rsquared 0,711 S.E of regression Sum squared resid Log likelihood 0,004 F-statistic 0,003 942,35 32,896 2,60E-06 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion HannanQuinn criter, DurbinWatson stat 0,006 0,007 -8,365 -8,088 -8,253 2,038 Prob(F-statistic) 0,000 ERPT ngắn hạn Nguồn: Kết xử lý từ liệu điều tra G= -0,613 G=1 0,704 Kết từ Bảng cho thấy, điều kiện độ bất ổn lạm phát cao mức độ truyền dẫn tỷ giá cao Cụ thể độ bất ổn vượt qua mức ngưỡng tỷ giá tăng 1% lạm phát thay đổi 0,704%, điều giúp giải thích rõ hành vi định giá doanh nghiệp phụ thuộc không vào mức độ lạm phát cao hay thấp mà phụ thuộc vào độ bất ổn lạm phát Khi độ biến động lạm phát cao báo hiệu thời kỳ ổn định lạm phát dai dẳng nên doanh nghiệp gia tăng mức độ truyền dẫn thay đổi tỷ giá vào giá Threshold Weight Function Exponential (c = 4.38443e05) 1.0 0.8 0.6 W eig ht 0.4 0.2 0.0 0000 0001 0002 0003 0004 0005 0006 0007 0008 VAR_INF(-6) Hình Hàm chuyển tiếp biến độ bất ổn lạm phát Thảo luận kết nghiên cứu hàm ý sách Nghiên cứu tác giả cung cấp thêm chứng cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam phụ thuộc vào mơi trường lạm phát Theo mức độ truyền dẫn thấp kinh tế trạng thái lạm phát thấp mức truyền dẫn trở nên cao kinh tế mức lạm phát cao vượt mức ngưỡng 1,5%/tháng Đồng thời hệ số truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát trở nên cao độ bất ổn lạm phát vượt qua mức ngưỡng Kết phù hợp với lý thuyết chứng thực nghiệm tìm thấy giới Việt Nam Kết thực nghiệm từ nghiên cứu cung cấp thông tin tham khảo quan trọng cho nhà làm sách phân tích tài Thứ nhất, Chính phủ Việt Nam cần giữ lạm phát mức 1,5%/tháng để ngăn bùng phát lạm phát gặp cú sốc tỷ giá Thứ hai, lạm phát kỳ vọng thành phần quan trọng hình thành nên định điều chỉnh giá doanh nghiệp nên mức lạm phát nhỏ 1,5%/tháng hạn chế hình thành kỳ vọng lạm phát cao tương lai, làm giảm hành vi tăng giá họ gặp cú sốc tỷ giá Thứ ba, mức độ bất ổn lạm phát giữ mức thấp hạn chế hình thành kỳ vọng dai dẳng lạm phát từ làm giảm mức độ truyền dẫn tỷ giá Tài liệu tham khảo Aleem, A., & Lahiani, A (2014) Monetary policy credibility and exchange rate pass-through: Some evidence from emerging countries Economic Modelling, 43, 21-29 Bailliu, J., & Fujii, E (2004) Exchange rate pass-through and the inflation environment in industrialized countries: An empirical investigation (Bank of Canada Working Paper No 2004-21) Retrieved July 20, 2018, from https://www.bankofcanada.ca/wpcontent/uploads/2010/02/wp04-21.pdf Ca’Zorzi, M., Hahn, E., & Sanchez, M (2007) Exchange rate pass-through in emerging markets (ECB Working Paper No 739) Retrieved July 21, 2018, from SSRN website: https://ssrn.com/abstract=970654 Campa, J M., & Goldberg, L S (2002) Exchange rate pass-through into import prices: A macro or micro phenomenon? (NBER Working Paper No w8934) Retrieved July 22, 2018, from SSRN website: https://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=312647 Choudhri, E U., & Hakura, D S (2006) Exchange rate pass-through to domestic prices: Does the inflationary environment matter? Journal of International Money and Finance, 25(4), 614-639 Gagnon, J E., & Ihrig, J (2004) Monetary policy and exchange rate pass‐through International Journal of Finance & Economics, 9(4), 315-338 Goldberg, P K., & Knetter, M M (1996) Goods prices and exchange rates: What have we learned? Retrieved July 23, 2018, from National Bureau of Economic Research website: https://www.nber.org/papers/w5862 Laflèche, T (1997) The impact of exchange rate movements on consumer prices Bank of Canada Review, 1996, 21-32 Luukkonen, R., Saikkonen, P., & Teräsvirta, T (1988) Testing linearity against smooth transition autoregressive models Biometrika, 75(3), 491-499 Mishkin, F S (2001) The transmission mechanism and the role of asset prices in monetary policy (NBER Working Papers No 8617) Retrieved July 24, 2018, from The National Bureau of Economic Research website: https://ideas.repec.org/p/nbr/nberwo/8617.html Nogueira, R P., Jr., & León-Ledesma, M A (2011) Does exchange rate pass-through respond to measures of macroeconomic instability? Journal of Applied Economics, 14(1), 167- 180 Shintani, M., Terada-Hagiwara, A., & Yabu, T (2013) Exchange rate pass-through and inflation: A nonlinear time series analysis Journal of International Money and Finance, 32, 512-527 Taylor, J B (2000) Low inflation, pass-through, and the pricing power of firms European Economic Review, 44(7), 1389-1408 Teräsvirta, T (2006) Forecasting economic variables with nonlinear models In G Elliott, C Granger & A Timmermann (Eds.), Handbook of economic forecasting (pp 413-457) Teräsvirta, T., Tjøstheim, D., & Granger, C W J (1994) Aspects of modelling nonlinear time series In R F Engle & D L MaFadden (Eds), Handbook of econometrics (Vol 4) North Holland, NY: Elsevier Tran, T N., & Nguyen, T T N (2015) Truyền dẫn tỉ giá hối đoái Việt Nam tác động môi trường lạm phát [Exchange rate transmission in Vietnam under the impact of inflationary environment] Tạp chí Phát triển Kinh tế, 26(10), 51-71 van Dijk, D., Teräsvirta, T., & Franses, P H (2002) Smooth transition autoregressive modelsa survey of recent developments Econometric Reviews, 21(1), 1-47  ... đổi, truyền dẫn tỷ giá vào giá nội địa cao thời kỳ lạm phát cao so với thời kỳ lạm phát thấp Một số nghiên cứu gần cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát chịu ảnh hưởng môi trường lạm phát. .. đánh giá ảnh hưởng môi trường lạm phát lên mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát Việt Nam Trong nghiên cứu này, tác giả sử dụng biến động lạm phát độ bất ổn lạm phát để đại diện môi trường. .. độ truyền dẫn tỷ giá lạm phát, cụ thể quốc gia phát triển châu Á có mức lạm phát thấp có mức truyền dẫn tỷ giá vào giá nhỏ Nogueira Leon-Ledesma (2011) nghiên cứu mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm