hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở croatia

Sự tăng hay giảm của tỷ giá hối đoái đều có một tác động trực tiếp đến lạm phát bằng cách thay đổi giá cả giao dịch được thể hiện qua đồng nội tệ.. Các bằng chứng của tác động truyền dẫn

MỤC LỤC



TÓM TẮT: 1

1 GIỚI THIỆU 2

1.1 Bối cảnh thực hiện bài nghiên cứu 2

1.2 Nỗi lo sợ thả nổi và hậu quả của tình trạng đô la hóa ở Croatia 3

1.3 Mục tiêu của bài nghiên cứu 7

2 TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 7

3 VẤN ĐỀ DỮ LIỆU 10

3.1 Mô tả dữ liệu 10

3.2 Quan hệ nhân quả Granger 11

3.3 Tính dừng 12

4 PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM 12

4.1 Phương pháp Var đệ quy 12

4.2 Phương pháp tiếp cận đồng liên kết 17

5 KẾT LUẬN 20

PHỤ LỤC 22

TÀI LIỆU THAM KHẢO 29

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia

- Andreas Billmeier and Leo Bonato -

Tháng 06 năm 2002

TÓM TẮT

Tỷ giá hối đoái mục tiêu được xem là lựa chọn chính sách tốt nhất trong nền kinh tế đô la hóa khi tiền lương và giá cả thiết lập theo tỷ giá hối đoái Croatia là một nền kinh tế đô la hóa cao, nhưng việc điều tra thực nghiệm được tiến hành trong nghiên cứu này cho thấy rằng hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vẫn thấp sau thời kỳ bình ổn Phát hiện này, với những phương pháp luận khác nhau (VAR, đồng liên kết), cho thấy rằng đô la hóa hầu hết bị giới hạn bởi tài sản tài chính và vì thế tỷ giá hối đoái mục tiêu có thể không nhất thiết là chính sách tốt nhất Tuy nhiên, những hàm ý chính sách không rõ ràng do sự tác động nội sinh của cơ chế truyền dẫn đến cơ chế chính sách

Các số phân loại JEL: E31, E52, F41

Từ khóa: Croatia, hiệu ứng truyền dẫn, VAR, lạm phát, chuỗi phân phối, đồng liên kết Email của tác giả: andreas.billmeier@iue.it; lbonato@imf.org

1 GIỚI THIỆU

1.1 Bối cảnh thực hiện bài nghiên cứu

Chính sách “Tỷ giá mục tiêu nghiêm ngặt” ở Croatia đã rất thành công trong việc chấm dứt siêu lạm phát và ổn định nền kinh tế vào giữa những năm 1990 và giữ lạm phát thấp trong suốt thời kỳ sau chiến tranh đầu những năm 1990 Chính sách này được đặc trưng bởi một biên độ dao động rất thấp của xu hướng tỷ giá hối đoái và các hoạt động đáng kể của ngân hàng Trung ương trên thị trường ngoại hối Tuy nhiên, tự do hóa tài khoản vốn cần thiết như

là một phần của quá trình gia nhập Liên minh châu Âu (EU), cùng với đó là sự phát triển của thị trường tài chính cung cấp các công cụ chính sách mới và giảm dần vai trò của các yêu cầu

dự trữ Chính vì vậy, luật Ngân hàng Quốc gia mới của Croatia (CNB), với sự ổn định giá cả được xác định rõ ràng là mục tiêu chính của chính sách tiền tệ, làm giảm sự tập trung vào tỷ giá hối đoái bằng chính sách “tỷ giá thả nổi có quản lý” Và một vấn đề đặt ra ở đây đó là, có thể hay không việc ủng hộ cho sự thay đổi chính sách tiền tệ ở Croatia?

Một sự hiểu biết tốt hơn về cơ chế lan truyền, tức là, tỷ giá hối đoái truyền dẫn như thế nào vào lạm phát nội địa sẽ mang lại lợi ích cho một sự thay đổi theo hướng này Sự tăng hay giảm của tỷ giá hối đoái đều có một tác động trực tiếp đến lạm phát bằng cách thay đổi giá

cả giao dịch được thể hiện qua đồng nội tệ Bằng cách thay đổi giá cả tương đối của hàng hoá trong nước và nước ngoài, tỷ giá hối đoái cũng ảnh hưởng gián tiếp đến lạm phát thông qua những thay đổi trong hoạt động kinh tế Nền kinh tế nhỏ, mở cho rằng giá cả trên thị trường thế giới có thể thay đổi, kéo theo sự thay đổi của giá cả trong nước, với giá cả của hàng hóa ở những giai đoạn khác nhau chịu sự ảnh hưởng khác nhau Trong trường hợp các yếu tố khác không thay đổi, giá nhập khẩu có thể thay đổi đồng biến với tỷ giá hối đoái, như

là quy luật của luật một giá Ngay khi giá trị đầu vào tăng thêm, thì sẽ có một sự đo lường tương ứng phản ánh giá trị tăng trong quá trình sản xuất

Mặc dù có nhiều kênh mà tỷ giá hối đoái có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát, có nhiều bằng chứng thực nghiệm sẵn có, hầu hết các nền kinh tế từ giới hạn đến phát triển, xuất phát từ sự truyền dẫn thấp và giảm dần (McCarthy, năm 2000) Sự truyền dẫn dường như là nội sinh đến từ các chế độ khác nhau và có xu hướng nhỏ khi lạm phát thấp, gián tiếp xác nhận tầm quan trọng của dự báo trong cơ chế truyền dẫn (Choudri và Hakura, năm 2001) Các bằng chứng của tác động truyền dẫn thấp dường như không thể ảnh hưởng ở những nền kinh tế đang ở giai đoạn chuyển tiếp (Ross, năm 1998; Kuijs, năm 2001), có thể phản ánh sự thiếu tin cậy của các nhà chức trách tiền tệ và các yếu tố của nền kinh tế như là một yếu tố tự nhiên của các công ty trong nước chấp nhận giá trên thị trường quốc tế Một số các đặc tính của nền kinh tế Croatia có khả năng ảnh hưởng đến cường độ của sự dẫn truyền Hai điều trên là đáng chú ý Croatia hóa ra là một trường hợp trung gian, có thể so sánh với các nước

chuyển đổi khác trong nền kinh tế mở cửa1

.Quan trọng hơn, Croatia là một nền kinh tế “đô

la hóa” mạnh, với tài sản thay thế phổ biến rộng rãi và một số chỉ số hóa giá tỷ giá hối đoái Điều này, tự nó sẽ chứng tỏ thông qua sự truyền dẫn mạnh

1.2 Nỗi lo sợ thả nổi và hậu quả của tình trạng đô la hóa ở Croatia

Nền kinh tế thị trường mới nổi hầu hết biểu hiện các triệu chứng mà Calvo và Reinhart (2000) gọi là nỗi lo sợ thả nổi Do những tác động lớn đã được kỳ vọng của tỷ giá hối đoái lên thương mại và lạm phát, ngân hàng trung ương trong nền kinh tế nhỏ và mở khó có thể thờ ơ với sự biến động của nó Kết quả là, các ngân hàng trung ương tại các thị trường mới nổi cảm thấy khó chịu với sự biến động của tỷ giá hối đoái và chính phủ can thiệp thường xuyên để làm dịu sự biến động ấy

Hình 1 Tỷ giá DM ở những quốc gia được chọn, 1994-2001

(Trung bình hàng tháng)

Nguồn: CNB, IMF

Ghi chú: dữ liệu được chia trung bình

1 Tỷ lệ nhập khẩu trên GDP (trung bình từ 1991-2000) là 0.53 ở Croatia, 0.58 ở CH Séc, 0.44 ở Hungary, 0.32 ở

Romania, 0.65 ở CH Slovak, và 0.60 ở Slovenia

Croatia là một ví dụ nổi bật của nổi lo sợ thả nổi tỷ giá hối đoái Các phản ứng chính sách của CNB trong giai đoạn siêu lạm phát thời kỳ chiến tranh những năm đầu 1990 là neo chặt đồng tiền vào đồng Mark Đức Ngay cả sau khi ổn định đạt được trong năm 1994, chính sách tiền tệ vẫn được duy trì theo hướng chú trọng đến tỷ giá hối đoái2

Sự cho phép của CNB cho sự biến động của tỷ giá hối đoái tương đối thấp và can thiệp hoàn toàn có hệ thống Về vấn đề này, thật thú vị khi so sánh Croatia với các nền kinh tế chuyển đổi khác với sự điều chỉnh tỷ giá hối đoái tương tự như nước cộng hòa Séc, Slovakia, Romania, tất cả như Croatia, với chính sách tỷ giá “thả nổi có quản lý” trong đề án phân loại của IMF và neo linh hoạt như Hungary Trong khi sau này có giai đoạn lịch sử về sự mất giá đồng tiền liên tục từ năm 1994 ở 3 nước (Slovenia, Romania, Hungary), thì đồng tiền Croatia, cũng như CH Séc

và Slovakia, đã khá ổn định theo thời gian và ngay cả trong nhóm này sự biến động của nó

đã được làm dịu đi một cách rõ rệt (Hình 1) Điểm ấn tượng có thể được quan sát bằng những phương pháp đo lường tính thay đổi của tỷ giá hối đoái được trình bày ở Bảng 1 Trong đó Croatia có tỷ giá hối đoái biến động ổn định nhất3

Trong giai đoạn tháng 1/1994 đến tháng 7/2001, xác suất của sự thay đổi tỷ giá hối đoái đồng Kuna/DM % theo tháng vượt quá biên độ 2,5% có giá trị là 1,1%, thấp hơn nhiều hơn so với bất kỳ loại tiền tệ khác trong mẫu

Bảng 1 Biến động của các chỉ số được chọn trong hệ thống tỷ giá “thả nổi có quản lý”

1/ Trung bình hàng tháng, tháng 1.1994 – tháng 7.2001

2/ Cuối kỳ, tháng 1.1994 – tháng 6.2001

3/ Cuối kỳ, tháng 1.1994 – tháng năm 2001; Hungary: tháng 1.2000 – tháng 5.2001

4/ Tỷ lệ hàng tháng được điều chỉnh theo năm trong giá tiêu dùng, tháng 1.1994 – tháng 6.2001

Khi tỷ giá hối đoái được cố định, NHTW đã điều chỉnh những cú sốc về cầu tiền và tạo ra những kỳ vọng thông qua việc mua hoặc bán dự trữ ngoại hối Do đó, cho mỗi cú sốc được xác định, sự biến động của dự trữ và mức tiền tệ cơ sở thì có liên quan nghịch chiều đến sự linh hoạt của tỷ giá hối đoái Bảng 1 cho thấy lượng tiền dự trữ và tiền cơ sở trong Croatia đã thực sự dễ biến động nhất trong nhóm những đồng tiền “ổn định”, cho thấy rằng sự thiếu linh hoạt tương đối của tỷ giá hối đoái Kuna / DM, có thể trong thực tế đó là kết quả của một chính sách thận trọng của CNB4 Sự biến động của tỷ giá hối đoái với một mức độ chênh lệch thấp và kết quả của sự biến động của tiền cơ sở, dường như đã được phản ánh trong lạm phát Trong thực tế, biến động lạm phát xuất hiện cao so với nước cộng hòa Séc và Xlovakia, mặc dù tỷ giá hối đoái ổn định và chính sách tiền tệ thắt chặt đã đưa đến mức lạm phát thấp ở Croatia5

Điều gì thúc đẩy nỗi lo sợ hãi thả nổi? Quan trọng nhất là mối quan tâm hậu quả của đô la hóa mà là phổ biến tại Croatia6 Tiền gửi ngoại tệ nhiều hơn 60% tiền mở rộng, một tỷ lệ phần trăm lớn hơn nhiều so với các nước còn lại trong mẫu (Hình 2) Nguồn gốc của hiện tượng này đã quay trở lại của thời kỳ cuộc chiến tranh đầu những năm 90 mà cả Croatia và nước láng giềng Slovenia đều mắc phải Thực vậy, phạm vi đô la hóa đã lan rộng khắp các nước vào năm 1994 Ngoại tệ cũng được sử dụng như là một phương tiện thanh toán Trong khi tình trạng chiến tranh nhanh chóng kết thúc ở Slovenia và sự tàn phá là tương đối nhỏ, cuộc chiến tranh Croatia tiếp tục cho đến năm 1995 và được đi kèm với bất ổn kinh tế rộng lớn và siêu lạm phát Ngay cả sau khi ổn định kinh tế vĩ mô đã đạt được trong năm 1994, đô

la hóa tiếp tục lan rộng cho đến năm 1998, và có sự sụt giảm không đáng kể từ đó7

4

Tất nhiên, cũng co ́ khả năng mà Croatia đã bị ít hơn và nhỏ hơn những cú sốc từ bên ngoài

5 Lạm phát trung bình 5,1% trong Croatia, 7,3% ở Cộng hoà Séc, 9,1% ở Slovakia, 10,4% ở Slovenia, 16,9% ở Hungary,

Hình 2 Đô la hóa ở các quốc gia được chọn, 1994-2001

(các khoản tiền gửi ngoại tệ như là một phần của tiền mở rộng)

Nguồn: IMF

Ghi chú: dữ liệu cuối tháng 12 cho năm 1994-2000, cuối tháng 5 cho năm 2001

Theo những tình huống này, bất kỳ chính sách tiền tệ độc lập nào đều phải đối mặt với những rủi ro nghiêm trọng của sự bất ổn tài chính và hiệu quả của nó trong việc kiểm soát lạm phát thì bị hạn chế Sự thay đổi đột ngột trong tỷ giá hối đoái có thể tác động xấu đến bảng cân đối kế toán của các công ty và các các nhân, làm gia tăng các khoản nợ xấu và vì thế đe dọa sự ổn định của hệ thống ngân hàng Hơn nữa, tác động của việc thắt chặt tiền tệ có thể bị suy yếu nếu việc tăng giá của tỷ giá hối đoái hợp lý cải thiện được vị thế tài chính của những người có tỷ lệ nợ ngoại tệ lớn Trong trường hợp đặc biệt của “đô la hóa chính thức”, khi giá cả và tiền lương được tính bằng ngoại tệ, chính sách tiền tệ trở nên hoàn toàn không hiệu quả và chỉ có chiến lược hợp lý là đặt mục tiêu cho tỷ giá hối đoái (Ize và Levy Yeyati, 2001)

Ngày nay, đô la hóa ở Croatia chủ yếu được thúc đẩy bởi sự thay thế tài sản, chẳng hạn người dân nắm giữ một tỷ lệ lớn các khoản tiết kiệm của họ bằng ngoại tệ và ngân hàng cung cấp các khoản cho vay vừa được tính bằng ngoại tệ vừa được chỉ số hóa theo ngoại tệ Sự quan sát ngẫu nhiên cho thấy rằng nhiều mức giá, chủ yếu là tài sản và hàng tiêu dùng lâu bền, đều được chỉ số hóa bằng tỷ giá hối đoái Điều này sẽ tranh luận cho một hệ số truyền dẫn lớn

1.3 Mục tiêu của bài nghiên cứu

Từ vấn đề đặt ra ở trên, mục tiêu của bài nghiên cứu là: “Nghiên cứu tác động truyền dẫn của

tỷ giá hối đoái đến lạm phát ở quốc gia Croatia”

Cụ thể là phân tích tác động của tỷ giá hối đoái đến 2 chỉ số giá nội địa:

- Chỉ số giá sản xuất (MPI)

Nổi bật nhất là Dornbusch (1987) và Krugman (1987) chỉ ra rằng hiệu ứng không hoàn toàn trong truyền dẫn tỷ giá có thể được giải thích bởi sự cạnh trạnh không hoàn hảo, hoặc việc

định giá theo thị trường Các nhà sản xuất nước ngoài điều chỉnh tăng giá để duy trì thị phần

ổn định trong nền kinh tế nhập khẩu Hành vi chiến lược này về nguyên tắc cơ bản có thể điều chỉnh tỷ lệ của hiệu ứng truyền dẫn tiến tới 0

- Nghiên cứu của Dornbusch (1987) dựa trên giả thuyết: Đồng Đô la Mỹ được đánh giá cao, trong ngắn hạn lương và số lượng các DN không đổi, tác giả nghiên cứu sự thay đổi giá của một nhóm các hàng hóa công nghiệp, cho thấy rằng sự thay đổi tỷ giá có thể có ảnh hưởng lớn đến giá cả của hàng hóa trong ngành này nhưng lại không có ảnh hưởng đáng kể ở một lĩnh vực khác tùy thuộc vào mức độ độc quyền thị trường

Hiệu ứng không hoàn toàn trong truyền dẫn tỷ giá có thể được giải thích bởi sự cạnh trạnh không hoàn hảo

- Nghiên cứu của Krugman (1987) đi vào phân tích các chứng cứ của việc định giá theo thị trường – được định nghĩa là việc duy trì hoặc nâng giá hàng hóa xuất khẩu vào thị trường Mỹ của các nhà cung cấp nước ngoài khi giá trị đồng USD tăng, nghĩa là khi một đồng tiền được định giá cao, giá cả của hàng hóa nhập khẩu thực ra giảm rất ít Khi có hiện tượng định giá theo thị trường thì sự truyền dẫn trong tỷ giá sẽ không hoàn toàn

Tiếp theo đó, Gosh and Wolf (2001) chỉ ra hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn không hoàn toàn cũng có thể xảy ra từ những chi phí thực đơn

McCarthy (2000) phân tích trong mô hình VAR có tính dừng (kết hợp một chuỗi phân phối

đệ quy của giá cả) tác động của những thay đổi tỷ giá hối đoái và giá nhập khẩu lên giá sản xuất và tiêu dùng Trong một mẫu với chín nước phát triển, ông nhận thấy tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng khá hạn chế và không đáng kể lên giá tiêu dùng trong khi giá nhập khẩu có tác động mạnh hơn Clark (1999) nghiên cứu phản ứng của giá cả ở những giai đoạn sản xuất khác nhau trong bối cảnh khác nhau, cụ thể là phản ứng đối với cú sốc chính sách tiền tệ trong nước Ross (1998) cung cấp một đánh giá của Slovenia, sử dụng mô hình tự hồi quy của nền kinh tế Kuijs (2001) phân tích sự lan truyền của chính sách tiền tệ ở Slovakia bằng cách sử dụng VAR cấu trúc đồng liên kết Vấn đề quan hệ nhân quả được đề cập trong một vài nghiên cứu giải quyết một cách cụ thể nền kinh tế Úc8

: Một phần đáng kể trong thị trường thế giới của một loại hàng hóa cụ thể có thể bao hàm sự phản hồi tiềm tàng từ mức giá trong nước vào mức giá thế giới, vì thế đặt giả định là nền kinh tế nhỏ, mở

- Ross (1998) điều tra về tiến trình lạm phát ở Slovenia thông qua việc kiểm tra một vài yếu tố ảnh hưởng đến lạm phát trong nền kinh tế đang chuyển đổi Kiểm định quan hệ nhân quả Granger và phân tích mô hình VAR không giới hạn chỉ ra rằng có một mối liên kết mạnh giữa tốc độ tăng trưởng của tổng cầu ngoại tệ và sự thay đổi TGHĐ lên lạm phát giá bán lẻ Khi kỳ vọng, sự phát triển của hiệu ứng trung chuyển tỷ giá là linh hoạt Trong khi đó kết quả chỉ ra rằng tốc độ tăng trưởng của tiền lương ảnh hưởng lạm phát, điều này xuất hiện rằng sự thay đổi cả về TGHĐ

- Kuijs (2001) chỉ ra kết quả nghiên cứu thực nghiệm về hệ thống lan truyền của chính sách tiền tệ và lạm phát ở Slovakia Mô hình Var đồng liên kết ước tính chỉ ra rằng lạm phát bị ảnh hưởng bởi giá ngoại tệ, TGHĐ, và chi phí tiền lương, với giả thuyết trong nền kinh tế nhỏ, mở

8

Xem Webber (1997) và Dwyer và cộng sự (1993)

Từ quan điểm kỹ thuật, phân tích thực nghiệm giải quyết vấn đề thực tế rằng hầu hết những chuỗi thời gian được phân tích là hoàn toàn không có tính dừng Việc này làm mất hiệu lực của ước lượng OLS, tạo ra vấn đề của “hồi quy giả mạo” Bằng cách sử dụng sai phân bậc nhất cái bẫy này có thể tránh được9

.nhưng “mức độ thông tin” bị mất Vài nghiên cứu từ trước đến nay sử dụng những kỹ thuật đồng liên kết để giải thích cho việc không có tính dừng và quan hệ nhân quả cùng lúc: Kim (1998) trình bày bằng chứng US để ủng hộ cho quan hệ nhân quả từ tỷ giá hối đoái đến giá cả trong khung VAR đồng liên kết Ông tìm ra hệ

số truyền dẫn trong dài hạn là 0.24, nhưng không đề cập vấn đề điều chỉnh ngắn hạn Murgasova (1996) áp dụng phương pháp Johansen Maximum Likelihood (ML) để phân tích những tác động của việc mất giá đồng peseta Tây Ban Nha trong suốt cuộc khủng hoảng cơ chế tỷ giá năm 1992-93 Bà ấy tìm ra hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn đối với giá nhập khẩu nhưng hiệu ứng truyền dẫn là 10% đối với chỉ số giá tiêu dùng CPI Hiệu ứng truyền dẫn thấp được giải thích bởi vị trí bù đắp theo chu kỳ của nền kinh tế Dellmo (1996) tập trung vào mối quan hệ giữa các đo lường mức giá của Thụy Điển trong sai phân bậc 1, có tính đến các yếu tố có thể hạn chế những kỳ vọng tương tự, chẳng hạn như lợi nhuận biên và năng suất biên khác nhau Juselius (1999) phân tích sự hội tụ của mức giá hoàn thiện trong sai phân bậc 2

Trong bài này, đầu tiên tác giả dựa vào những nghiên cứu trước đó Một mô hình VAR chuẩn (với các sai phân bậc 1) sẽ được ước tính Mô hình dưới đây về chuỗi phân phối chuyển thành cấu trúc tự hồi quy về ma trận phương sai – hiệp phương sai Điều này lần lượt cho phép tác giả biết được những tác động ảnh hưởng và hậu quả của sự thay đổi tỷ giá hối đoái đến lạm phát ở Croatia Mô hình cấu trúc này là phiên bản rút gọn của McCarthy (2000), khi ông sử dụng mô hình chuỗi sản xuất của Blanchard (1983) và Christiano (1997) Việc giảm

sự phức tạp (số lượng biến quan sát) chủ yếu do thiếu dữ liệu về Croatia và sẽ được thảo luận chi tiết hơn ở phần sau Hạn chế của phần này là đưa ra những nguyên nhân mang tính áp đặt

về ảnh hưởng của tỷ giá đến giá cả Giả định giá không thay đổi trong ngắn hạn, vì nếu ngang giá sức mua tồn tại, tỷ giá sẽ thay đổi Điều này ngụ ý tính nhân quả có thể thay đổi theo những hướng khác nhau Dựa theo những phân tích dựa trên các quan sát hàng tháng, chúng tôi cảm thấy tự tin tuy nhiên việc áp đặt các điều kiện thì không có phản ứng tức thời nào Điểm yếu khác của việc tiếp cận này là chỉ trích các tiêu chuẩn để ước tính hệ thống VAR khác nhau được đề cập ở trên , sự thiếu hụt thông tin và do đó kết quả (ở đây là phản ứng xung) cuối cùng sẽ thiếu ý nghĩa thống kê

Để hiểu rõ hơn về giới hạn được đề cập ở trên, tác giả sẽ sử dụng phương pháp tiếp cận đồng liên kết để tìm hiểu về mối quan hệ dài hạn giữa hành vi tỷ giá với mức độ giá cả Kết quả từ

9

Điều này không ảnh hưởng nếu các biến trong thực tế được liên kết ở sai phân bậc 2, trong trường hợp đó, sai phân bậc

1 không có tính dừng

những nghiên cứu này phải được lý giải thận trọng, do khoảng thời gian quan sát ngắn chỉ trong vòng 6 năm và mẫu quan sát hàng tháng nên đã gây ra độ nhiễu cao

3 VẤN ĐỀ DỮ LIỆU

Dữ liệu hàng tháng được lấy từ cơ sở dữ liệu IFS của IMF hoặc từ CNB:

- Mẫu quan sát bắt đầu từ tháng 01/1992, tuy nhiên mô hình có phần hạn chế bắt đầu 01/1994, bởi sự ổn định chỉ có được trước cuối năm 1993

- Mẫu quan sát M4 bắt đầu vào tháng 6/1994 Giai đoạn ước lượng bị hạn chế bởi chỉ

số giá nguyên vật liệu thô kết thúc vào tháng 01/2001

Chúng ta sẽ làm rõ những nhân tố nổi bật liên quan đến hiệu ứng dẫn truyền của tỷ giá ở Croatia Sau đó, sẽ tiếp đến các vấn đề tính dừng của chuỗi dữ liệu (hàng loạt chuỗi thời gian dưới đây dường như không dừng) Cuối cùng vấn đề nhân quả sẽ được thảo luận

3.1 Mô tả dữ liệu

Tác giả đề cập đến 4 nhân tố nổi bật liên quan đến hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá ở Croatia

đó là: tỷ giá hối đoái bình quân hàng tháng (HRK/DEM), tỷ giá danh nghĩa (NEER), chỉ số giá bán lẻ (RPI), và chỉ số giá sản xuất (MPI)

Hình 3 trình bày chuỗi dữ liệu theo thời gian (dưới dạng log) của tỷ giá hối đoái HRK/DEM tính bình quân hàng tháng và tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER, được tính toán bởi IMF) cùng với 2 chuỗi giá cả, chỉ số giá sản xuất (MPI) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất cả đều được điều chỉnh trong trung bình và sắp xếp10

.Theo kết quả quan sát, thì chỉ số RPI khó phản ứng đúng sự thay đổi của tỷ giá, thật ra, trong hầu như các chuỗi thời gian có xu hướng dừng Chỉ

số giá sản xuất phản ánh khu vực sản xuất do vậy những hành vi “ngược hướng” dường như tuân theo tỷ giá hối đoái, mặc dù rất chậm Việc tỷ giá tăng trong giữa quý 2 năm 1995 dường như phản ánh sự hỗn độn của giá sản xuất trong 1 năm sau đó Vào đầu năm 1998, sự mất giá kéo dài của Kuna dẫn đến sự gia tăng trong mức giá từ 12 đến 15 tháng sau đó Việc định giá ban đầu này được khẳng định lại ở hình A1 trong phần phụ lục, phần này trình bày

về mối tương quan chéo trong sự thay đổi tỷ giá dẫn đến sự thay đổi ngay sau đó của chỉ số giá

10

Chú ý rằng NEER và tỷ giá HRK/DEM vận hành tương tự nhau Điều này có thể do thực tế các đối tác thương mại chủ yếu của Croatia hầu hết là các quốc gia châu Âu (Đức và Ý tính toán khoảng 20% xuất nhập khẩu mỗi nước) Thêm nữa, đô la hóa ở Croatia là trên cơ sở đồng Mác Đức; vì thế chúng tôi tập trung vào tỷ giá hối đoái đối với đồng Mác Đức

Hình 3: Tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá

(giá trị log của dữ liệu)

Hình A1 chỉ ra mối tương quan trong sự thay đổi của tỷ giá hối đoái với sự thay đổi MPI là tích cực với độ trễ từ tháng thứ 9 đến tháng 26, với một đỉnh điểm là giữa tháng thứ 13 và

16, có nghĩa là, chậm hơn sau đó 1 năm Hệ số tương quan lớn nhất không cao khoảng 0.2211 Điều này do bởi MPI chứa ít yếu tố chịu sự thay đổi tỷ giá hơn các chỉ số giá khác Ở Croatia, không có sự phá giá tiền tệ đột ngột xảy ra, do đó ảnh hưởng thay đổi giá cả từ sự thay đổi tỷ giá hối đoái là khó khăn hơn Thử nghiệm về mối tương quan chéo của RPI được khẳng định bởi khảo sát ở hình 3: giá bán lẻ rất khó bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi của tỷ giá, mối tương quan thường thay đổi dấu và khó cao hơn mức 0.10

Kiểm định quan hệ nhân quả Granger từng cặp dựa trên độ trễ của chuỗi thời gian đơn bằng kiểm định Ward trong việc ước lượng hệ số VAR Một thứ tự được đề xuất (DHWWA -> HPOGAP -> DKDAV -> DMPI -> DRPI -> DM4) không vướng phải những phản đối mạnh trong thực nghiệm Trong đó:

- Kiểm định H0 (tức là không có mối quan hệ nhân quả) trong quan hệ nhân quả

Granger từ sự thay đổi trong tiền rộng (DM4) đến lỗ hổng sản lượng (HPOGAP) bị bác bỏ hoàn toàn tại mọi độ trễ

11

Các đường ngang cho thấy 2 độ lệch chuẩn

- Những thay đổi trong các chỉ số giá bán lẻ (DRPI) giúp giải thích lỗ hổng sản lượng

- Giả thuyết cho rằng lỗ hổng sản lượng không có quan hệ nhân quả Granger với chỉ số giá nguyên liệu thô được kiểm định bởi HWWA hoàn toàn bị bác bỏ

- Chỉ số nguyên liệu thô dường như dẫn dắt cho chỉ số giá sản xuất

- Sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái dẫn dắt lạm phát MPI chỉ quan trọng ở 3 độ trễ và RPI không đáng kể

- Tại một độ trễ, chỉ có giả thuyết từ DKDAV dẫn dắt DM4 bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%

, thước đo khoảng chênh lệch giữa sản lượng tiềm năng và sản lượng thực) là những ngoại lệ đối với cú sốc của tỷ giá hối đoái trong giai đoạn t Chúng được xác định trong mỗi chu kỳ dựa theo kỳ vọng của thời kỳ trước đó kèm một sai số,

Trong đó: πwp

là lạm phát trong giá cả hàng hóa thế giới, yt đo lường khoảng cách trong sản lượng tiềm năng với thực tế, Δet là sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái, và εt là những biến động tương ứng phát sinh ở từng giai đoạn Cú sốc tỷ giá này sau đó dẫn đến lạm phát trong nước , đầu tiên là giá cả nhà sản xuất và tiếp theo là giá bán lẻ

“vai trò” của ngân hàng trung ương) và sự tăng trưởng cung tiền, nhằm phản ánh hành vi của cầu tiền Trong bài nghiên cứu này, biến thứ nhất đã không tính đến, bởi vì không có thị trường tiền tệ đúng nghĩa ở Croatia, có nghĩa là, lãi suất sẽ không phản ánh được hành vi của thị trường được Biến thứ hai được bổ sung theo một phương pháp không chuẩn bởi vì cung tiền Croatia có cấu trúc riêng biệt, do tình trạng đô la hóa bởi đồng DEM cao Cung tiền chính là M4, do đó, phản ánh hành vi của ngân hàng trung ương (M0/M1) cũng như quyết định của khu vực tư nhân, cả hai đều được giả định là phù hợp với các biến được đề cập ở trên:

Trong đó: Xt là p(=6)–chiều của vector có chứa các biến được quan tâm, A0 mô tả mối quan

hệ đồng thời giữa các biến, A(L) là một ma trận bậc hữu hạn các đa thức trong toán tử trễ L,

và εt là một vector (có thể xác định được) của các cấu trúc nhiễu, được hình thành từ các phương trình mô tả hệ thống (xem ở trên) với ma trận hiệp phương sai Σε Các yếu tố của đường chéo góc khác không của ma trận B sẽ cho phép những biến động ảnh hưởng đến nhiều hơn một biến Vì nó được biết đến, mô hình cấu trúc không được quan sát Dưới những điều kiện nhẹ (A0 khả nghịch), chúng ta có thể thể hiện p-chiều của quá trình tự hồi quy tĩnh của Xt theo cách dưới đây (lược giảm về hình thức):

X  A A L X   e

Phần dư của mô hình VAR vector e t = A 0 -1 Bε t là các biến ngẫu nhiên độc lập có cùng phân

phối, với ma trận phương sai-hiệp phương sai (vcv) ∑e Từ đây, chúng ta có thể nhận thấy

được các mối quan hệ giữa các ma trận VCV (không quan sát) ε t và (quan sát) e t:

  Việc xác định đòi hỏi rằng phải có những

giới hạn có thể được áp đặt đối với A và B Phân rã Cholesky, ban đầu được đề xuất bởi Sims (1980) là phương pháp được biết đến nhiều nhất (và tiếp theo McCarthy (2000)) Theo cách thức này, ma trận A được giả định là ma trận tam giác dưới, trong khi B được giả định

là ma trận đường chéo:

Theo biểu thức này, việc xác định những biến động phụ thuộc vào sự sắp xếp biến Những lời chỉ trích chính đưa ra trong phần lý thuyết là việc áp đặt tính đệ quy Thật vậy, (khối) cấu trúc đệ quy ngụ ý rằng “mức độ nội sinh” tăng lên theo thứ tự biến Trong trường hợp của chúng ta, lập luận này chống lại phân rã Cholesky có thể được đảo ngược xoay quanh: quy trình sản xuất và giới hạn các mô hình tham gia một cách chính xác nhằm hợp lý hoá các loại cấu trúc này

Một khi mô hình đệ quy đã được ước lượng, một số kiểm nghiệm có thể được thực hiện Phân rã phương sai chỉ ra hệ số dự báo sai số phương sai của mỗi biến là thuộc tính từ chính những biến động của nó và từ những biến động bắt nguồn từ biến khác (ngược dòng) Hàm phản ứng xung cho thấy phản ứng dự kiến của từng biến đối với mỗi xung tác động Các phản ứng xung của MPI và RPI đến tỷ giá hối đoái sẽ cung cấp những ước tính về tầm quan trọng của kênh tỷ giá hối đoái đối với lạm phát trong nước ở các giai đoạn khác nhau Như

đã được đề cập ở trên, mô hình VAR ngụ ý rằng mối tương quan đồng thời được phản ánh trong sự tương quan qua các phương trình còn lại Nhân tử Cholesky thiết lập để tương quan còn lại bằng 0 giữa một biến nhất định và biến khác trước khi sắp xếp (nhân quả)

Kết quả

Mô hình VAR khi lấy sai phân bậc nhất được ước tính với ba độ trễ, giải thích cho những tín hiệu nhiễu tăng thêm trong chuỗi số liệu quan sát hàng tháng so với quan sát hàng quý 6 * 3

= 18 nghiệm đa thức đặc trưng nằm trong vòng tròn đơn vị, do đó hệ thống ổn định13 Theo kiểm tra trực quan, phần dư của tất cả các dãy số hiển thị một số giá trị ngoại lai có ý nghĩa thống kê14

, điều này giống như chúng ta đang mong đợi việc có ý nghĩa của những điều không bình thường15

Để kiểm tra xem mô tả các dữ liệu này là phù hợp với các giả định sai

số là nhiễu trắng không, mối tương quan đa biến của các phần dư được tính toán Sử dụng một thử nghiệm Multiplier Lagrange (phân phối như X2

(36)), giả thuyết H0: có sự tương quan, không thể loại bỏ ở mức ý nghĩa 10% cho bất kỳ độ trễ <10 với kỳ vọng của độ trễ 6 (có ý nghĩa ở mức 10%, nhưng không phải ở mức 5%) Trong bảng 2, số liệu thống kê đơn biến chẩn đoán được trình bày Sự không bình thường rất lớn của chỉ số giá cả, đa biến chuẩn tắc bị loại bỏ ở mức độ 5% Bảng B3 trình bày ma trận tương quan của phần dư mà

mô hình VAR bỏ qua Những yếu tố trên đường chéo góc khá gần với zero, như vậy, không

có sự tương quan đương thời nào bị bỏ qua bởi VAR

Bảng 2 Các kiểm tra chẩn đoán

Time series Skewness (prob.) Kurtosis (prob.) JB (prob.)

Trong hình A3, đường nét đứt cho thấy 2 độ lệch chuẩn

15 Chú ý rằng việc thêm vào các độ trễ cho mô hình VAR không thể loại bỏ các giá trị ngoại lai đáng kể