0

Ảnh hưởng của môi trường vĩ mô lên truyền dẫn tỷ giá ở Việt Nam.

0 3 0
  • Loading ...
    Loading ...
    Loading ...

Tài liệu liên quan

Thông tin tài liệu

Ngày đăng: 22/07/2021, 20:37

Ảnh hưởng của môi trường vĩ mô lên truyền dẫn tỷ giá ở Việt Nam.Ảnh hưởng của môi trường vĩ mô lên truyền dẫn tỷ giá ở Việt Nam.Ảnh hưởng của môi trường vĩ mô lên truyền dẫn tỷ giá ở Việt Nam.Ảnh hưởng của môi trường vĩ mô lên truyền dẫn tỷ giá ở Việt Nam.Ảnh hưởng của môi trường vĩ mô lên truyền dẫn tỷ giá ở Việt Nam.Ảnh hưởng của môi trường vĩ mô lên truyền dẫn tỷ giá ở Việt Nam. BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - QUÁCH DOANH NGHIỆP ẢNH HƯỞNG CỦA MÔI TRƯỜNG VĨ MÔ LÊN TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ Ở VIỆT NAM LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ TP.Hồ Chí Minh – Năm 2020 BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP HỒ CHÍ MINH - QUÁCH DOANH NGHIỆP ẢNH HƯỞNG CỦA MÔI TRƯỜNG VĨ MÔ LÊN TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ Ở VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 9340201 LUẬN ÁN TIẾN SĨ KINH TẾ NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC PGS.TS NGUYỄN THỊ NGỌC TRANG TP.Hồ Chí Minh – Năm 2020 LỜI CAM ĐOAN Tôi xin cam đoan luận án cơng trình nghiên cứu độc lập tơi hướng dẫn PGS.TS Nguyễn Thị Ngọc Trang Các kết luận án thân thực cách nghiêm túc, trung thực dựa nguồn số liệu rõ ràng, đáng tin cậy Các kết nghiên cứu chưa công bố cơng trình người khác Các tài liệu mà tham khảo từ tác giả khác trích dẫn khách quan, đầy đủ luận án Nghiên cứu sinh Quách Doanh Nghiệp MỤC LỤC LỜI CAM ĐOAN DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ii DANH MỤC BẢNG iv DANH MỤC HÌNH VẼ vi Tóm tắt CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu 10 1.2.1 Mục tiêu 10 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu: 11 1.3 Phạm vi phương pháp nghiên cứu 14 1.3.1 Phạm vi nghiên cứu 14 1.3.2 Phương pháp nghiên cứu 14 1.4.1 Đóng góp sở lý thuyết 15 1.4.2 Đóng góp mặt thực tiễn 16 1.5 Cấu trúc luận án 17 1.6 Kết luận Chương giới thiệu 18 CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM 19 2.1 Ảnh hưởng môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn 19 2.1.1 Mối quan hệ môi trường lạm phát ERPT 19 2.1.2 Mối quan hệ mức độ biến động tỷ giá ERPT 24 2.1.3 Mối quan hệ chu kỳ kinh tế ERPT 28 2.1.4 Mối quan hệ độ mở thương mại ERPT 31 2.2 Một số nghiên cứu ERPT điển hình Việt Nam 34 2.3 Sơ lược mối hệ lạm phát tỷ giá Việt Nam giai đoạn 2000 – 2018 40 2.3.1 Diễn biến tỷ giá lạm phát giai đoạn 2000 – 2011 40 2.3.2 Giai đoạn 2012 - 2018 43 2.4 Tổng kết chương Tổng quan lý thuyết chứng thực nghiệm 45 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 47 3.1 Khung lý thuyết 47 3.2 Phương pháp nghiên cứu 53 3.2.1 Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn 54 3.2.2 Quy trình xây dựng mơ hình STR 59 3.3 Mơ hình thực nghiệm 67 3.3.1 Mơ hình thực nghiệm 67 3.3.2 Mô tả biến nghiên cứu 69 3.4 Dữ liệu 72 3.5 Tổng kết chương phương pháp nghiên cứu liệu 73 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 74 4.1 Thống kê mô tả biến 74 4.2 Hệ số tương quan 76 4.3 Kiểm định nghiệm đơn vị 77 4.4 Kết thực nghiệm 79 4.4.1 Mơ hình hồi quy tuyến tính sở 79 4.4.2 Kết hồi quy từ mơ hình STR (Smooth transition regression) 82 4.5 Tổng kết chương Kết nghiên cứu 112 4.6 Hạn chế hướng mở rộng 114 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH 115 DANH MỤC CÁC CƠNG TRÌNH CỦA TÁC GIẢ 120 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 121 PHỤ LỤC 1 Khảo sát tính mùa vụ lạm phát Kiểm định tính dừng 2.1 Biến lạm phát (inf_sa) 2.2 Biến tỷ giá hối đoái (er) 2.3 Biến sản lượng công nghiệp (iip_sa) 2.4 Biến số giá hàng hóa tồn cầu (gpi) STR VỚI INF_SA LÀM BIẾN CHUYỂN TIẾP 3.1 Biến chuyển tiếp inf_sa(-1) 3.2 Biến chuyển tiếp inf_sa(-2) 10 3.3 Biến chuyển tiếp inf_sa(-3) 11 3.4 Biến chuyển tiếp inf_sa (-4) 12 3.5 Biến chuyển tiếp inf_sa(-5) 12 3.6 Biến chuyển tiếp inf_sa (-6) 13 3.6.1 Kết hồi quy 13 3.6.2 Kiểm định phi tuyến 14 3.6.3 Kiểm định phi tuyến lại 15 3.6.4 Kiểm định phần dư khơng có tự tương quan 16 3.6.5 Kiểm định hệ số hồi quy ổn định 17 3.6.6 Kiểm định Wald cho hệ số ERPT 17 STR VỚI ER LÀM BIẾN CHUYỂN TIẾP 18 4.1 Biến chuyển tiếp er(-1) 18 4.2 Biến chuyển tiếp er(-2) 19 4.3 Biến chuyển tiếp er(-3) 20 4.3.1 Kết hồi quy 20 4.3.2 Kiểm định phi tuyến 21 4.3.3 Kiểm định phi tuyến lại 22 4.3.4 Kiểm định phần dư khơng có tự tương quan 22 4.3.5 Kiểm định hệ số hồi quy ổn định 23 4.3.6 Kiểm định Wald cho hệ số hồi quy 24 4.4 Biến chuyển tiếp er(-4) 25 4.5 Biến chuyển tiếp er(-5) 26 4.6 Biến chuyển tiếp er(-6) 26 STR VỚI BIẾN BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ LÀM BIẾN CHUYỂN TIẾP 27 5.1 Biến chuyển tiếp lner_std (-1) 27 5.2 Biến chuyển tiếp lner_std (-2) 28 5.3 Biến chuyển tiếp lner_std (-3) 29 5.4 Biến chuyển tiếp lner_std (-4) 29 5.5 Biến chuyển tiếp lner_std (-5) 30 5.6 Biến chuyển tiếp lner_std (-6) 31 5.7 Biến chuyển tiếp lner_std (-7) 32 5.7.1 Kết hồi quy 32 5.7.2 Kiểm định phi tuyến 33 5.7.3 Kiểm định phi tuyến lại 33 5.7.4 Kiểm định phần dư khơng có tự tương quan 34 5.7.5 Kiểm định hệ số hồi quy ổn định 35 5.7.6 Kiểm định Wald cho hệ số hồi quy 36 STR VỚI G_IIP LÀM BIẾN CHUYỂN TIẾP 38 6.1 Biến chuyển tiếp iip_sa(-1) 38 6.2 Biến chuyển tiếp iip_sa(-2) 38 6.3 Biến chuyển tiếp iip_sa(-3) 39 6.3.1 Kết hồi quy 39 6.3.2 Kiểm định phi tuyến 40 6.3.3 Kiểm định khơng cịn phi tuyến 41 6.3.4 Kiểm định phần dư khơng có tự tương quan 42 6.3.5 Kiểm định hệ số hồi quy ổn định 43 6.3.6 Kiểm định Wald cho hệ số hồi quy 43 STR VỚI BIẾN OPEN LÀM BIẾN CHUYỂN TIẾP 47 7.1 Biến chuyển tiếp open(-1) 47 7.2 Biến chuyển tiếp open(-2) 47 7.2.1 Kết hồi quy 47 7.2.2 Kiểm định phi tuyến 48 7.2.3 Kiểm định khơng cịn phần phi tuyến 49 7.2.4 Kiểm định phần dư không tự tương quan 50 7.2.5 Kiểm định hệ số hồi quy ổn định 51 7.2.6 Kiểm định Wald-test 51 7.3 Biến chuyển tiếp open(-3) 52 7.4 Biến chuyển tiếp open(-4) 53 7.5 Biến chuyển tiếp open(-5) 54 7.6 Biến chuyển tiếp open(-6) 54 ii DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT ARDL : Mơ hình tự hồi quy phân phối trễ (Autoregressive Distributed Lag model) CPI : số giá tiêu dùng ERPT : Truyền dẫn tỷ giá (Exchange rate pass-through) ESTR : Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn dạng mũ (Exponential Smooth transition regression model) EU : Liên minh Châu Âu G7 : Nhóm quốc gia công nghiệp tiên tiến LM-tets : Lagrange Multiplier test LSTR : Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn dạng logic (logistic smooth‐ transition regression model) Mark-up : Phần lợi nhuận cộng thêm tính chi phí NEER : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương NER : Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương NHNN : Ngân hàng nhà nước NHTM : Ngân hàng thương mại NHTW : Ngân hàng trung ương NLS : Bình phương nhỏ phi tuyến PTM : Định giá để thương mại (pricing to market) REER : Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực đa phương RER : tỷ giá hối đoái thực hiệu lực song phương STAR : Mơ hình véc tơ tự hồi quy chuyển tiếp trơn STR : Mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn (Smooth transition regression model) TGHĐ : Tỷ giá hối đối TVAR : Mơ hình véc tơ tự hồi quy có ngưỡng VAR : Mơ hình véc tơ tự hồi quy iii VECM : Mơ hình véc tơ hiệu chỉnh sai số WTO : Tổ chức thương mại giới iv DANH MỤC BẢNG Bảng 2.1: Tóm tắt số nghiên cứu ERPT Việt Nam Trang 36 Bảng 2.2: Diễn biến tỷ giá CPI (2012 – 2018) Trang 45 Bảng 3.1 Các biến số sử dụng nghiên cứu Trang 72 Bảng 4.1: Thống kê mô tả biến (tần suất tháng) Trang 74 Bảng 4.2: Thống kê mô tả biến (tần suất quý) Trang 75 Bảng 4.3: Hệ số tương quan tần suất tháng Trang 76 Bảng 4.4: Hệ số tương quan tần suất quý Trang 77 Bảng 4.5: Kiểm định tính dừng liệu theo tần suất tháng Trang 78 Bảng 4.6: Kiểm định tính dừng liệu theo tần suất quý Trang 78 Bảng 4.7: Kết hồi quy mơ hình ARDL (2,2,9,1) Trang 81 Bảng 4.8: Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp lạm phát Trang 83 Bảng 4.9: Kết hồi quy với biến chuyển tiếp lạm phát inf_sa (-6) Trang 85 Bảng 4.10: Kiểm định khơng cịn phần phi tuyến với biến lạm phát Trang 86 Bảng 4.11: Tốc độ lạm phát Việt Nam số khu vực giới Trang 88 Bảng 4.12: Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp tỷ giá Trang 91 Bảng 4.13: Kết hồi quy với biến chuyển tiếp tỷ giá Trang 92 Bảng 4.14: Kiểm định khơng cịn phần phi tuyến với biến tỷ giá Trang 93 v Bảng 4.15: Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp biến động tỷ giá Trang 96 Bảng 4.16: Kết hồi quy với biến chuyển tiếp biến động tỷ giá lner_std (-7) Trang 97 Bảng 4.17: Kiểm định khơng cịn phần phi tuyến với biến biến động tỷ giá Trang 98 Bảng 4.18: Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp Trang 101 Bảng 4.19: Kết hồi quy mơ hình với biến chuyển tiếp tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp Trang 103 Bảng 4.20 Kiểm định khơng cịn phi tuyến với biến tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp (iip_sa (-3)) Trang 104 Bảng 4.21: Kết hồi quy mơ hình ARDL (2,3,1,0) Trang 107 Bảng 4.22: Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp thay đổi độ mở thương mại (open) Trang 108 Bảng 4.23: Kết hồi quy với biến chuyển tiếp độ mở thương mại open(2) mơ hình LSTR Trang 110 Bảng 4.24: Kiểm định khơng cịn phần phi tuyến với biến độ mở thương mại Trang 111 Bảng 5.1: Tập hợp kết hồi quy từ mơ hình STR Trang 115 vi DANH MỤC HÌNH VẼ Hình 1.1: Kênh truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Trang Hình 1.2: Ảnh hưởng mơi trường vĩ mơ lên q trình truyền dẫn tỷ giá Trang 13 Hình 2.1: Diễn biến lạm phát TGHĐ Việt Nam giai đoạn 2000 – 2018 Trang 40 Hình 3.1: Hàm chuyển tiếp LSTR1 với c = Trang 57 Hình 3.2: Hàm chuyển tiếp LSTR2 với c = -1 c = Trang 57 Hình 3.3: Hàm chuyển tiếp ESTR1 với c = Trang 58 Hình 3.4: Quy trình bước ước lượng mơ hình STR Trang 60 Hình 4.1: Lạm phát trước sau xử lý tính mùa vụ (theo tháng) Trang 77 Hình 4.2: Tiêu chuẩn AIC lựa chọn mơ hình ARDL Trang 80 Hình 4.3: Kiểm định CUSUM cho mơ hình ARDL(2,2,91) Trang 80 Hình 4.4: Hàm chuyển tiếp biến lạm phát Trang 89 Hình 4.5: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp lạm phát theo thời gian Trang 90 Hình 4.6: Hàm chuyển tiếp biến tỷ giá Trang 94 Hình 4.7: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp tỷ giá theo thời gian Trang 95 Hình 4.8: Hàm chuyển tiếp biến động tỷ giá Trang 99 Hình 4.9: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp độ bất ổn tỷ giá theo thời gian Trang 99 vii Hình 4.10: Hàm chuyển tiếp biến tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp Trang 105 Hình 4.11: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp theo thời gian Trang 105 Hình 4.12: Tiêu chuẩn AIC lựa chọn mơ hình ARDL (dữ liệu q) Trang 106 Hình 4.13: Kiểm định CUSUM cho mơ hình ARDL(2,3,10) Trang 107 Hình 4.14: Hàm chuyển tiếp thay đổi độ mở Trang 111 Hình 4.15: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp độ mở theo thời gian Trang 112 ẢNH HƯỞNG CỦA MÔI TRƯỜNG VĨ MÔ LÊN TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ Ở VIỆT NAM Tóm tắt Luận án thực nhằm đánh giá ảnh hưởng yếu tố thuộc môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát Việt Nam giai đoạn từ tháng 1/2000 đến tháng 12/2018 Trong luận án này, tác giả sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn để ước tính mối quan hệ truyền dẫn phi tuyến tỷ giá vào lạm phát có tính tới bối cảnh cụ thể kinh tế như: môi trường lạm phát, mức độ biến động tỷ giá, độ bất ổn tỷ giá, chu kỳ kinh tế độ mở thương mại kinh tế Việt Nam Kết từ luận án cho thấy tồn chứng mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá yếu tố thuộc môi trường vĩ mô Việt Nam Mức độ truyền dẫn tăng lên kinh tế rơi vào giai đoạn lạm phát rủi ro tỷ giá tăng cao ngắn hạn lẫn dài hạn Tuy nhiên mức độ truyền lại giảm tỷ giá thay đổi vượt ngưỡng kinh tế mở cửa mạnh Kết từ nghiên cứu cung cấp thơng tin tham khảo có giá trị giúp quan quản lý xây dựng sách điều hành thị trường tiền tệ, ngoại hối phù hợp, hiệu nhằm bình ổn mức giá kinh tế phù hợp với bối cảnh kinh tế cụ thể Từ khóa: Truyền dẫn tỷ giá, hồi quy chuyển tiếp trơn, môi trường vĩ mô, độ mở thương mại, độ bất ổn tỷ giá THE IMPACT OF MACRO-ENVIRONMENT TO EXCHANGE RATE PASS-THROUGH IN VIETNAM Abstract This dissertation investigates the impact of macro-environmental factors on the level of exchange rate pass-through into inflation in Vietnam with monthly data from January 2000 to December 2018 The smooth transition regression model is applied to estimate the non-linear relationship between exchange rate pass-through and inflation concern with the level of inflation, exchange rate volatility, level of exchange rate changes, business cycles, and trade openness Results from this dissertation show that there exists evidence of a nonlinear relationship between exchange rate pass-through and macro-environmental factors in Vietnam In general, exchange rate pass-through increases when the economy falls into a period of high inflation or high exchange rate risks in both the short and long term However, the amount of transmission decreases when the exchange rate changes beyond the threshold or when the economy opens sharply The results from this dissertation are valuable reference resources to help the policymakers conduct suitably and effective intervention policies on the foreign exchange and money market to stabilize the price level of the economy suitably for each specific economic context Key words: exchange rate pass-through, smooth transition regression, macroenvironmental factors, trade openness, exchange rate volatility 3 CHƯƠNG 1: GIỚI THIỆU 1.1 Lý chọn đề tài Năm 2000 cột mốc đánh dấu 15 năm Việt Nam thực sách đổi canh tân đất nước Năm 2000 xem năm lề công đổi mới, kinh tế Việt Nam bước vào thiên niên kỷ với nhiều chiến lược quan trọng nhằm đưa Việt Nam sớm trở thành nước cơng nghiệp hóa - đại hóa Trong giai đoạn 2000 – 2018, giới nói chung kinh tế Việt Nam nói riêng trải qua khủng hoảng lớn khủng hoảng kinh tế toàn cầu bắt nguồn từ khủng hoảng nợ chuẩn Mỹ (2008) khủng hoảng nợ công Châu Âu (2010) Sau hai khủng hoảng này, sách tiền tệ, tài khóa nhiều quốc gia thay đổi mạnh mẽ, nhiều gói kích thích kinh tế đổ vào kinh tế để giúp hồi phục ổn định kinh tế giới Một hệ tất yếu trình can thiệp đồng tiền quốc gia giới ngày biến động phức tạp tiền đồng Việt Nam chịu nhiều ảnh hưởng Trong giai đoạn 2000 – 2018, Ngân hàng nhà nước thực sách tỷ giá hối đối linh hoạt Lạm phát Việt Nam giai đoạn chịu nhiều áp lực từ kinh tế giới áp lực từ nội địa Nhiều biện pháp can thiệp nhằm bình ổn tỷ giá, ổn định giá kinh tế vĩ mơ Chính phủ, Ngân hàng nhà nước (NHNN) Việt Nam thực suốt giai đoạn Những thay đổi tỷ giá yếu tố đầu vào quan trọng ảnh hưởng đến tình hình kinh tế vĩ mơ đặc biệt mức độ lạm phát kinh tế Giai đoạn 2000 – 2018 với nhiều xáo trộn lại cho thấy mối quan hệ hữu chặt chẽ lạm phát tỷ giá Việt Nam, mối quan hệ nhà kinh tế học gọi truyền dẫn tỷ giá Truyền dẫn tỷ giá (Exchange rate pass through - ERPT) theo Goldberg Knetter (1997) phần trăm thay đổi giá nhập tính đồng tiền địa phương từ phần trăm thay đổi tỷ giá quốc gia xuất quốc gia nhập Ban đầu, nghiên cứu ý đến mối quan hệ giá hàng hóa nhập thay đổi tỷ giá hối đoái danh nghĩa, theo thời gian, định nghĩa nhà nghiên cứu kế thừa mở rộng giá sản xuất giá tiêu dùng Vì vậy, truyền dẫn tỷ giá hối đoái hiểu phần trăm thay đổi mức giá nội địa (giá nhập khẩu, giá sản xuất giá tiêu dùng) tính đồng tiền địa phương tỷ giá danh nghĩa thay đổi 1% Nếu giá phản ứng theo tỉ lệ 1:1 gọi truyền dẫn hoàn toàn, mức độ truyền dẫn nhỏ gọi truyền dẫn phần (hoặc khơng hồn tồn) Các nghiên cứu trước chia ảnh hưởng biến động tỷ giá vào số giá thành giai đoạn, giai đoạn đầu ảnh hưởng biến động tỷ giá lên giá nhập giai đoạn sau biến động giá sản xuất, giá tiêu dùng sau giá nhập đầu vào bị làm thay đổi trước Cơ chế truyền dẫn thay đổi tỷ giá lên mức giá thông qua kênh: kênh truyền dẫn trực tiếp kênh truyền dẫn gián tiếp Kênh truyền dẫn trực tiếp đồng nội tệ tăng giá giảm giá cách tương đối so với ngoại tệ ảnh hưởng lên giá hàng hóa tiêu dùng nhập nguyên liệu đầu vào nhập phục vụ cho sản xuất từ làm ảnh hưởng đến giá tiêu dùng cuối Ví dụ, đồng nội tệ giảm giá làm cho giá hàng hóa nhập sử dụng trực tiếp cho tiêu dùng tăng lên góc nhìn người tiêu dùng nước, tỷ lệ hàng hóa nhập đầu vào chiếm nhiều rổ hàng hóa tiêu dùng mức độ truyền dẫn lớn, kết làm cho mức lạm phát kinh tế tăng cao Ở góc độ sản xuất, đồng nội tệ giảm giá làm cho chi phí nguyên vật liệu đầu vào ngoại nhập trở nên đắt đỏ quy theo nội tệ, điều dẫn đến chi phí sản xuất tăng Đứng trước hồn cảnh này, nhà sản xuất nhà bán lẻ nội địa tăng giá bán đầu làm giá hàng hóa nước tăng lên cuối làm lạm phát gia tăng Kênh truyền dẫn trực tiếp cho thấy biến động tỷ giá ảnh hưởng trực tiếp vào giá nhập (giai đoạn 1) sau vào mức giá nội địa (giai đoạn 2), truyền dẫn tỷ giá vào giá nhập thường kỳ vọng cao so với mức truyền dẫn vào mức giá nội địa lại Trong kênh truyền dẫn này, giai đoạn 1, hệ số truyền dẫn phụ thuộc vào chiến lược định giá nhà sản xuất nước ngồi, giai đoạn mức độ truyền dẫn phụ thuộc vào hành vi định giá doanh nghiệp nội địa Truyền dẫn trực tiếp chia thành mức độ: truyền dẫn hồn tồn, truyền dẫn phần khơng truyền dẫn Truyền dẫn hoàn toàn xảy doanh nghiệp điều chỉnh thay đổi giá bán tương ứng với phần thay đổi tỷ giá nhằm trì lợi nhuận Truyền dẫn phần xảy doanh nghiệp hấp thụ bớt phần biến đổi tỷ giá cách cắt giảm phần lợi nhuận tăng thêm (mark-up) tính vào giá bán, kết làm giá bán tăng mức độ tăng không với thay đổi tỷ giá Không truyền dẫn xảy doanh nghiệp giữ nguyên giá bán, chấp nhận lợi nhuận giảm xuống, tình biến động tỷ giá doanh nghiệp hấp thụ hồn tồn Các tình kể phụ thuộc vào sức mạnh định giá doanh nghiệp, tính chất hàng hóa dịch vụ mà họ cung ứng, mức độ cạnh tranh thị trường môi trường vĩ mơ mà doanh nghiệp hoạt động Kênh truyền dẫn gián tiếp ảnh hưởng thay đổi tỷ giá lên sức cạnh tranh hàng hóa thị trường qua ảnh hưởng lên tổng cầu nội địa tiền lương Khi nội tệ giảm giá làm gia tăng nhu cầu thị trường nội địa thị trường nước hàng hóa nội địa chúng rẻ tương đối so với hàng hóa nước ngồi, gọi hiệu ứng dịch chuyển chi tiêu Nếu kinh tế hoạt động mức sản lượng tồn dụng gia tăng nhu cầu thị trường nước lẫn nước khiến tổng cầu gia tăng gây áp lực lạm phát lên kinh tế Bên cạnh đó, áp lực cầu hàng hóa nội địa dẫn tới mức cầu cao lao động kéo theo tiền lương gia tăng dài hạn, cuối điều khiến chi phí sản xuất doanh nghiệp tăng lên làm cho giá bán đầu trở nên cao góp phần thúc đẩy lạm phát Một hiệu ứng quan trọng khác cứng nhắc tiền lương danh nghĩa ngắn hạn, nghĩa tiền lương thay đổi thay đổi chậm ngắn hạn Khi giá nội địa tăng, tiền lương thực giảm sản lượng tăng Đối với khía cạnh tiền lương thực trở lại mức ban đầu qua thời gian, chi phí sản xuất mức giá chung tăng sản lượng lại giảm Vì vậy, cuối tỷ giá giảm để lại gia tăng lâu dài mức giá với gia tăng tạm thời sản lượng 6 Như Hình 1.1, dễ dàng nhìn thấy kênh truyền dẫn trực tiếp, hệ số truyền dẫn phụ thuộc vào hành vi định giá doanh nghiệp nước doanh nghiệp nội địa Hành vi định giá doanh nghiệp lại thay đổi điều kiện vĩ mô định kinh tế chẳng hạn môi trường lạm phát, quy mô biến động tỷ giá chu kỳ kinh tế Do đó, nghiên cứu ảnh hưởng mơi trường vĩ mô đại diện số biến vĩ mô lên mức độ truyền dẫn thông qua hành vi định giá doanh nghiệp xu hướng nghiên cứu quan tâm giới Trong luận án này, tác giả tập trung đo lường mức độ truyền dẫn biến động tỷ giá vào lạm phát đo lường thay đổi số giá tiêu dùng có tính đến trạng thái kinh tế vĩ mô khác kinh tế Việt Nam Nghiên cứu chế truyền dẫn tỷ giá vào mức giá có ý nghĩa quan trọng lý sau đây: Thứ nhất, mục tiêu quan trọng Ngân hàng trung ương (NHTW) thực thi sách tiền tệ nhằm ổn định giá tức kiểm soát lạm phát kinh tế Mục tiêu đo lường thay đổi số giá kinh tế Một nhân tố ảnh hưởng lớn đến thay đổi số giá thay đổi tỷ giá Theo Nogueira León-Ledesma (2011) mức độ truyền dẫn tỷ giá vào mức giá đứng góc nhìn vĩ mơ lại chịu ảnh hưởng yếu tố thuộc môi trường vĩ mô Do đó, để thực thi sách tiền tệ hiệu NHTW không cần quan tâm đến mức độ truyền dẫn tỷ giá vào mức cịn phải nắm bắt yếu tố vĩ mơ làm cho mức độ độ truyền dẫn thay đổi Hiểu biết mức độ ảnh hưởng từ kịch vĩ mô lên mức độ truyền dẫn tỷ giá giúp NHTW xây dựng sách phù hợp hiệu để bình ổn mức giá kinh tế 7 Hình 1.1: Kênh truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Hành vi thiết lập giá doanh nghiệp nước Nội tệ GIẢM GIÁ Kênh gián tiếp Kênh trực tiếp Hàng hóa nhập cho tiêu dùng TĂNG GIÁ Đầu vào nhập cho sản xuất TĂNG GIÁ Cầu nội địa hàng hóa thay TĂNG Xuất TĂNG Cầu lao động TĂNG Hành vi thiết lập giá doanh nghiệp nội địa Chi phí sản xuất TĂNG Hàng hóa thay xuất trở nên đắt đỏ Tiền lương TĂNG Giá tiêu dùng TĂNG Nguồn: Laflèche (1997) tổng hợp tác giả Thứ hai, mức độ truyền dẫn tỷ giá yếu tố đầu vào quan trọng để xác định xu hướng điều chỉnh thâm hụt thương mại Quy mô truyền dẫn ảnh hưởng đến cầu nội địa nhập qua góp phần điều chỉnh cán cân thương mại nội địa Thị trường có mức độ truyền dẫn cao có nghĩa giá hàng hóa thương mại lẫn phi thương mại nhạy cảm với biến động tỷ giá hối đối Kết ảnh hưởng lớn đến độ co giãn cầu theo giá, làm cho q trình điều chỉnh tài khoản vãng lai diễn tương đối nhanh chóng Thí dụ, đồng nội tệ giảm mức truyền dẫn tỷ giá cao làm cho giá hàng hóa nhập trở nên đắt đỏ hơn, kết người tiêu dùng chuyển từ nhập sang tiêu dùng hàng hóa nội địa, thâm hụt thương mại điều chỉnh thời gian ngắn Tuy nhiên, mức độ truyền dẫn thấp, nghĩa giá hàng hóa nhạy cảm với thay đổi tỷ giá dẫn đến dòng thương mại phản ứng chậm chạp trước cú sốc giá thâm hụt thương mại khó điều chỉnh điều chỉnh tương đối chậm Thứ ba, mức độ truyền dẫn tỷ giá lên giá ảnh hưởng lên lựa chọn sách tỷ giá Các nhà nghiên cứu cho linh hoạt tỷ giá cho phép điều chỉnh giá hàng hóa nhập tính theo đồng nội tệ cách nhanh chóng nhằm hấp thụ cú sốc thực Sự điều chỉnh giá tương đối tạo hiệu ứng dịch chuyển tiêu dùng hàng hóa nội địa hàng hóa nước ngồi nhằm phản ứng lại ảnh hưởng ban đầu cú sốc Tuy nhiên, mức độ truyền dẫn tỷ giá thấp, hiệu ứng chuyển đổi tiêu dùng yếu, làm giới hạn vai trị điều chỉnh ngắn hạn chế độ tỷ giá hối đoái linh hoạt Đặc biệt, mức độ truyền dẫn tỷ giá khơng nghĩa giá hàng hóa nhập khơng phản ứng với tất mức thay đổi đồng tiền chế độ tỷ giá linh hoạt khơng cung cấp lợi ích Khi đó, sách phù hợp cố định tỷ giá hối đối danh nghĩa chế độ tỷ giá linh hoạt không phát huy tác dụng điều chỉnh giá tối ưu Tuy nhiên truyền dẫn vào giá hàng hóa nhập cao truyền dẫn hồn tồn – có nghĩa giá nhập phản ứng 1:1 thay đổi tỷ giá - chế độ tỷ giá hối đối thả linh hoạt đáng mong ước cho phép việc điều chỉnh giá tương đối xảy nhanh chóng Như vậy, thấy ERPT đóng vai trị quan trọng việc xây dựng điều hành sách tiền tệ, sách tỷ giá hối đối tài khoản vãng lai quốc gia Nắm bắt cách thức quy mô mà biến động tỷ giá hối đoái danh nghĩa truyền dẫn vào lạm phát giúp ngân hàng trung ương thực mục tiêu ổn định giá hiệu thông qua khả dự báo lạm phát tốt trước cú sốc tỷ giá Ngoài hiểu biết ERPT giúp Ngân hàng trung ương lựa chọn chế tỷ giá phù hợp, phương thức điều chỉnh chỉnh tỷ giá cần thiết nhằm điều chỉnh khoản thâm hụt cán cân thương mại 9 Nền kinh tế Việt Nam ngày hội nhập sâu rộng vào đời sống kinh tế giới, điều cho thấy mức độ nhạy cảm cao kinh tế trước cú sốc bên có cú sốc tỷ giá Do đó, hiểu biết cách thấu đáo chế truyền dẫn tỷ giá tương ứng với kịch kinh tế khác giúp quan quản lý có sở để xây dựng sách chủ động ứng phó với ảnh hưởng cú sốc đến kinh tế Vấn đề truyền dẫn tỷ giá hối đoái Việt Nam số nhà nghiên cứu quan tâm thực Trong giai đoạn trước, tác giả thường quan tâm đến mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bối cảnh tuyến tính, điển nghiên cứu Vo Van Minh (2009) Trong giai đoạn gần đây, có số nghiên cứu tập trung vào nghiên cứu chế truyền dẫn phi tuyến tỷ giá điển nghiên cứu Nguyễn Thị Ngọc Trang Lục Văn Cường (2012), Trần Văn Hùng (2015), Trần Ngọc Thơ Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015), Phạm Thị Thanh Xuân cộng (2017) Theo kết từ nghiên cứu nhóm thứ hai này, yếu tố vĩ mô mức độ lạm phát, biến động tỷ giá, chu kỳ kinh tế nguồn gốc tạo nên mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam Trong luận án này, tác giả kế thừa mở rộng nghiên cứu truyền dẫn phi tuyến có Việt Nam Theo đó, tác giả kiểm tra mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bị ảnh hưởng yếu tố vĩ mô quan trọng mức độ lạm phát, mức độ biến động bất ổn tỷ giá, chu kỳ kinh tế độ mở thương mại Thơng qua đó, tác giả mong muốn cung cấp chứng tác động môi trường vĩ mô đại diện yếu tố vĩ mô lên mức độ truyền dẫn tỷ giá Việt Nam Ngồi ra, nghiên cứu muốn tìm kiếm chứng thuyết phục thấy muốn đo lường mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát Việt Nam ln cần xem xét ngữ cảnh phi tuyến tuyến tính 10 1.2 Mục tiêu nghiên cứu câu hỏi nghiên cứu 1.2.1 Mục tiêu Vấn đề truyền dẫn tỷ giá Việt Nam thời gian qua nhận nhiều quan tâm nghiên cứu giới học thuật Các nghiên cứu trước đây, điển Vo Van Minh (2009) thường giả định mối quan hệ tuyến tính thay đổi tỷ giá vào giá cả, đồng thời giả định ERPT độc lập với môi trường vĩ mô, nghĩa hệ số ERPT xem giống cho hồn cảnh vĩ mơ khác Do giả định nên nghiên cứu thường bỏ qua ảnh hưởng môi trường vĩ mô lên chế truyền dẫn tỷ giá Một số nghiên cứu gần điển Nguyễn Thị Ngọc Trang Lục Văn Cường (2012), Trần Văn Hùng (2015), Trần Ngọc Thơ Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015), Phạm Thị Thanh Xuân cộng (2017) xem xét mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá, chẳng hạn truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát khác biệt tùy thuộc vào mức độ lạm phát chu kỳ kinh tế Tuy nhiên, nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá giới cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá chịu ảnh hưởng số yếu tố khác thuộc môi trường vĩ mô như: mức độ biến động độ bất ổn tỷ giá, độ mở thương mại kinh tế Ở Việt Nam số nghiên cứu truyền dẫn phi tuyến tỷ giá đề cập phía nghiên cứu Trần Ngọc Thơ Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015) đề cập đến ERPT môi trường lạm phát, nghiên cứu Phạm Thị Thanh Xuân cộng (2017) xem xét ERPT chu kỳ kinh tế Tuy nhiên cịn số khía cạnh truyền dẫn phi tuyến tỷ giá chưa thực kinh tế Việt Nam chẳng hạn ảnh hưởng độ bất ổn tỷ giá, độ mở thương mại khoảng trống mà luận án muốn lấp đầy Luận án sử dụng phương pháp hồi quy phù hợp (mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn) nhằm diễn tả trình thay đổi mức độ truyền dẫn từ từ kinh tế yếu tố vĩ mô vượt qua mức ngưỡng định phản ứng doanh nghiệp kinh tế có độ trễ định nên q trình truyền dẫn khơng thể dịch chuyển cách đột ngột mơ hình hồi quy ngưỡng Mơ hình điểm 11 khác biệt với cơng trình cơng bố nhằm tìm kiếm chứng truyền dẫn phi tuyến tỷ giá hối đoái Việt Nam Luận án thực hướng đến mục tiêu sau: Thứ nhất, nghiên cứu ảnh hưởng yếu tố thuộc mơi trường vĩ mơ lên q trình truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam Trong luận án này, tác giả ước tính khác biệt truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát liên quan tới trạng thái vĩ mô khác kinh tế Việt Nam môi trường lạm phát cao/thấp, mức độ biến động độ bất ổn tỷ giá cao/thấp, kinh tế mở rộng/thu hẹp độ mở thương mại cao/thấp Thứ hai, tìm kiếm chứng thực nghiệm mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát điều kiện vĩ mơ khác thơng qua sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn Thứ ba, sở kết thực nghiệm, luận án đưa khuyến nghị nhằm giúp quan hoạch định sách có sở để xây dựng sách điều hành tỷ giá ổn định mức giá phù hợp với bối cảnh kinh tế cụ thể kinh tế Việt Nam 1.2.2 Câu hỏi nghiên cứu: Các nghiên cứu khác ERPT giới cho thấy ảnh hưởng yếu tố thuộc môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát môi trường lạm phát, biến động tỷ giá, độ bất ổn tỷ giá, chu kỳ kinh tế độ mở thương mại Các nghiên cứu giới cho thấy yếu tố vĩ mô tác động lên hành vi định giá doanh nghiệp Các doanh nghiệp điều chỉnh tỷ lệ lợi nhuận mong muốn (mark-up) giá trước cú sốc đến từ tỷ giá, kết làm thay đổi mức độ dịch chuyển biến động tỷ giá vào mức giá Nói cách khác, góc độ tổng thể kinh tế, hệ số ERPT thay đổi tùy theo ngữ cảnh kinh tế vĩ mô cụ thể, điều gọi mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn 12 tỷ giá Cụ thể diễn giải ứng với trạng thái khác kinh tế mức độ truyền dẫn khác Như đề cập phần trước, Việt Nam giai đoạn gần có số tác giả tập trung vào mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá số hoàn cảnh vĩ mơ định thay giả định mối quan hệ tuyến tính Một số yếu tố vĩ mơ nguồn gốc truyền dẫn phi tuyến nghiên cứu Việt Nam đề cập đến bao gồm: yếu tố liên quan đến độ ổn định kinh tế (trước sau gia nhập WTO), môi trường lạm phát, chu kỳ kinh tế Tuy nhiên, nhiều yếu tố thuộc mơi trường vĩ mơ nguồn gốc giải thích cho mối quan hệ truyền dẫn phi tuyến tỷ giá chưa khám phá Việt Nam như: mức độ biến động tỷ giá, độ bất ổn tỷ giá độ mở thương mại Do luận án thực để xem xét mức độ phản ứng lạm phát trước cú sốc tỷ giá trạng thái vĩ mô khác Việt Nam nhằm lắp đầy khoảng trống nghiên cứu Nghiên cứu kế thừa nghiên cứu thực số nơi giới, xác nhận mức độ thay đổi lạm phát biến động tỷ giá phụ thuộc vào trạng thái môi trường vĩ mô Taylor (2000), Gagnon Ihrig (2004), Choudhri Hakura (2006), Bussiốre (2013), Khundrakpam (2007), Nogueira v Leún-Ledesma (2011), Klỗ (2010), Przystupa Wróbel (2011), Cheikh (2012), Ghosh (2013), Khemiri Ali (2012) Luận án trả lời cho câu hỏi nghiên cứu sau:  Mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bị ảnh hưởng môi trường lạm phát lên?  Mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bị ảnh hưởng thay đổi tỷ nào?  Mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bị ảnh hưởng độ bất ổn tỷ nào?  Mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bị ảnh hưởng trạng thái kinh tế tăng trưởng hay suy thoái nào? 13  Mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bị ảnh hưởng độ mở thương mại cao hay thấp nào? Hình 1.2: Ảnh hưởng mơi trường vĩ mơ lên q trình truyền dẫn tỷ giá Tỷ giá Giá nhập Giá sản xuất Giá tiêu dùng Hành vi định giá doanh nghiệp  Biến động lạm phát  Biến động bất ổn TGHĐ  Chu kỳ kinh tế  Độ mở thương mại MÔI TRƯỜNG VĨ MÔ Nguồn: tác giả tự tổng hợp 14 1.3 Phạm vi phương pháp nghiên cứu 1.3.1 Phạm vi nghiên cứu Luận án thực với liệu kinh tế vĩ mô Việt Nam giai đoạn 2000 đến 2018 Luận án nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam thơng qua việc ước tính mức độ phản ứng lạm phát (đo lường mức độ thay đổi số CPI) trước cú sốc tỷ giá điều kiện vĩ mô cụ thể kinh tế Nghiên cứu thực với liệu hàng tháng từ tháng năm 2000 đến tháng 12 năm 2018 Trong câu hỏi nghiên cứu ảnh hưởng độ mở thương mại lên trình truyền dẫn tỷ giá, giới hạn liệu nên tác giả sử dụng liệu có tần suất theo quý từ Q3:2001 đến Q4:2018 cho câu hỏi Môi trường vĩ mô luận án đại diện tập hợp yếu tố: mức độ lạm phát, mức độ biến động bất ổn tỷ giá hối đoái, chu kỳ kinh tế độ mở thương mại Khái niệm tiếp thu có mở rộng từ nghiên cứu Nogueira León-Ledesma (2011), Cheikh (2012), theo thay đổi yếu tố vĩ mô mô tả tính ổn định mặt vĩ mơ kinh tế 1.3.2 Phương pháp nghiên cứu Luận án sử dụng phương pháp phân tích tổng hợp để hệ thống lý thuyết chứng thực nghiệm liên quan đến truyền dẫn phi tuyến tỷ giá vào lạm phát điều kiện kinh tế vĩ mô cụ thể Mơ hình định lượng sử dụng luận án hồi quy chuyển tiếp trơn nhằm ước tính mức độ truyền dẫn tỷ giá vào mức giá tiêu dùng trạng thái khác môi trường kinh tế vĩ mô Phương pháp hồi quy cho phép đo lường hệ số truyền dẫn tỷ giá điều kiện kinh tế chuyển tiếp từ trạng thái sang trạng thái khác Quy trình nghiên cứu định lượng luận án gồm bước sau: 15 Bước 1: Thu thập số liệu Bước 2: Xử lý liệu, hiệu chỉnh tính mùa vụ, xu hướng liệu Bước 3: Thống kê mô tả phân tích đặc tính liệu Bước 4: Kiểm tra tính dừng liệu Bước 5: Xây dựng mơ hình hồi quy sở (mơ hình tuyến tính) Đối với bước tác giả sử dụng mơ hình hồi quy đa biến theo mơ hình tự hồi quy có độ trễ - ARDL (p,q) để ước tính hệ số mơ hình Bước 6: Xây dựng kiểm định mơ hình hồi quy phi tuyến Ở bước tác giả sử dụng khung phân tích mơ hình dựa theo nghiên cứu Campa Goldberg (2002, 2005), Nogueira León-Ledesma (2008, 2011) Sau tác giả xây dựng hàm chuyển tiếp thực kiểm định để lựa chọn biến chuyển tiếp dạng hàm chuyển tiếp phù hợp  Thứ nhất, kiểm định xem có tồn mối quan hệ truyền dẫn tỷ giá phi tuyến Việt Nam hay không  Thứ hai, tồn mối quan hệ phi tuyến dạng hàm phi tuyến logics (LSTR) hay hàm mũ (ESTR) phù hợp, biến chuyển tiếp có giá trị trễ  Thứ ba, ước lượng hàm phi tuyến vừa tìm được, đồng thời thực kiểm định hậu nghiệm để đánh giá chất lượng mơ hình như: mơ hình khơng cịn tượng phi tuyến, mơ hình khơng có tương quan chuỗi trước bình luận kết ước lượng 1.4 Đóng góp luận án 1.4.1 Đóng góp sở lý thuyết Thứ nhất, luận án tổng hợp phân tích có hệ thống lý thuyết, chứng thực nghiệm phương pháp nghiên cứu chế truyền dẫn tỷ giá phi tuyến Việt Nam giới 16 Thứ hai, nghiên cứu tác giả sử dụng mơ hình chuyển tiếp trơn (Smooth Transition Regressive - STR), mơ hình cho phép q trình chuyển tiếp trơn chế độ/trạng thái (regimes) kinh tế Mơ hình phù hợp để mơ tả phản ứng không đồng doanh nghiệp kinh tế, khiến cho ảnh hưởng tỷ giá vào mức giá diễn từ từ diễn cách nhanh chóng, dứt khoát Đây điểm khác biệt mặt phương pháp so với cơng trình cơng bố tác giả khác lĩnh vực Việt Nam điển hỉnh nghiên cứu sử dụng mơ hình véc tơ tự hồi quy ngưỡng (TVAR) Trần Ngọc Thơ Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015), mơ hình khơng gian trạng thái nghiên cứu tác giả Phạm Thị Thanh Xuân cộng (2017) số tác giả khác thị trường Việt Nam Thứ ba, nghiên cứu sử dụng biến chuyển tiếp tiềm mô trạng thái khác kinh tế: lạm phát cao/thấp, tỷ giá biến động cao/thấp, độ bất ổn tỷ giá cap/thấp, kinh tế mở rộng/thu hẹp độ mở thương mại cao/thấp để nghiên cứu phản ứng lạm phát trước cú sốc tỷ giá bối cảnh 1.4.2 Đóng góp mặt thực tiễn Thứ nhất, kết từ nghiên cứu cho thấy yếu tố thuộc môi trường vĩ mô có ảnh hưởng lên quy mơ truyền dẫn thay đổi tỷ giá vào lạm phát Việt Nam Kết từ luận án xác nhận mối quan hệ truyền dẫn phi tuyến tỷ giá hối đoái lạm phát Việt Nam trạng thái vĩ mơ khác kinh tế Theo đó, hệ số truyền dẫn thay đổi kinh tế chuyển từ trạng thái sang trạng thái khác Thứ hai, kết thực nghiệm từ luận án cho thấy truyền dẫn tỷ giá có tính thuận chiều với mức độ lạm phát kinh tế Việt Nam ngắn hạn lẫn dài hạn Cụ thể mức lạm phát lớn mức ngưỡng 1,195%/tháng mức độ truyền dẫn gia tăng đáng kể Thứ ba, tồn mối quan hệ ngược chiều hệ số truyền dẫn tỷ giá mức biến động tỷ giá kinh tế Cụ thể tỷ giá thay đổi tăng vượt mức ngưỡng ERPT giảm Kết cho thấy khả doanh nghiệp bỏ qua vấn 17 đề chi phí thực đơn, sẵn sàng thay đổi giá với thay đổi thấp tỷ giá Tuy nhiên, tỷ giá biến vượt ngưỡng, doanh nghiệp giảm phần chuyển thay đổi tỷ giá vào giá nhằm bảo vệ thị phần nên làm cho hệ số truyền dẫn giảm Thứ tư, xét đến mức độ rủi ro tỷ giá kinh tế đến hành vi điều chỉnh giá doanh nghiệp nói chung kinh tế, kết cho thấy độ bất ổn tỷ giá cao mức độ truyền dẫn lớn Điều hỗ trợ chứng diện vấn đề “duy trì thị phần” thị trường Việt Nam, mức rủi ro tỷ giá thấp, thay đổi khơng thường xun doanh nghiệp điều chỉnh trì giá bán làm cho mức độ truyền dẫn giảm xuống Nhưng doanh nghiệp nhận thấy mức rủi ro tỷ giá tăng lên thông biến động lớn, thường xuyên họ chuyển thay đổi giá làm hệ số truyền dẫn tăng lên Thứ năm, kết luận án cho thấy tính thuận chu kỳ truyền dẫn tỷ giá Việt Nam, theo mức truyền dẫn cao kinh tế giai đoạn mở rộng xét dài hạn Trong ngắn hạn, hệ số truyền dẫn lại cao giai đoạn kinh tế thu hẹp Thứ sáu, độ mở thương mại cho thấy mức độ mở cửa thị trường thấp mức truyền dẫn cao so với kinh tế có mức độ mở lớn Điều cho thấy sức ép cạnh tranh doanh nghiệp kinh tế mở cửa lớn góp phần làm giảm quy mô truyền dẫn tỷ giá vào giá Như sách mở cửa kinh tế đón nhận doanh nghiệp nước ngồi vào kinh doanh Việt Nam mang lại mơi trường cạnh tranh cao từ góp phần trung hịa bớt dịch chuyển biến động tỷ giá vào mức giá 1.5 Cấu trúc luận án Luận án trình bày thành chương sau: - Chương 1: Giới thiệu - Chương 2: Tổng quan lý thuyết chứng thực nghiệm 18 - Chương 3: Phương pháp nghiên cứu liệu - Chương 4: Kết nghiên cứu thảo luận - Chương 5: Kết luận hàm ý sách 1.6 Kết luận Chương giới thiệu Trong chương này, luận án giới thiệu khái niệm truyền dẫn tỷ giá, giới thiệu kênh truyền dẫn trực tiếp gián tiếp cú sốc tỷ giá vào mức giá Luận án khoảng trống nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá cho bối cảnh Việt Nam Cụ thể, có số yếu tố thuộc môi trường vĩ mô giúp cung cấp thêm chứng mối quan hệ truyền dẫn phi tuyến tỷ giá vào lạm phát Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn sử dụng để phản ánh tốt phản ứng không đồng doanh nghiệp trước cú sốc tỷ giá hỗ trợ cho việc đo lường mức độ truyền dẫn phù hợp quy mô toàn kinh tế so với số mơ hình nghiên cứu trước thực Việt Nam Luận án nêu bật mục tiêu câu hỏi nghiên cứu cụ thể luận án Đồng thời luận án trình bày đóng góp mặt học thuật thực tiễn từ kết thực nghiệm tìm thấy 19 CHƯƠNG 2: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VÀ BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM 2.1 Ảnh hưởng môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn Trong số nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá vào mức giá có nhiều nghiên cứu nhấn mạnh đến ảnh hưởng yếu tố thuộc môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn Chẳng hạn Ghosh (2013) nhấn mạnh cần phải ý đến vai trị tảng kinh tế vĩ mơ quốc gia phân tích mối mức độ truyền dẫn tỷ giá vào giá nhập lạm phát Hoặc Taylor (2000) nhấn mạnh đến vai trò sách tền tệ kết luận quốc gia có sách tiền tệ ổn định tỷ lệ lạm phát thấp mức độ truyền dẫn thấp nghiên cứu Hoặc biến động tỷ giá hối đoái độ bất ổn tỷ giá hối đối ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn tỷ giá đề cập nghiên cứu Devereux Engel (2001), Froot Klemper (1989) Meurers (2003) Một nhân tố vĩ mơ khác ảnh hưởng đến ERPT độ mở thương mại nghiên cứu McKinnon (1963), Romer (1993), Menon (1995), McCarthy (2007) Tiếp theo, luận án trình bày thảo luận lý thuyết với chứng thực nghiệm liên quan đến ảnh hưởng nhân tố thuộc môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát kinh tế Đây sở lý thuyết để luận án xây dựng giả thuyết kiểm định ảnh hưởng nhân tố thuộc môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bối cảnh Việt Nam 2.1.1 Mối quan hệ môi trường lạm phát ERPT Môi trường lạm phát khác có ảnh hưởng đến hành vi định giá doanh nghiệp Thông qua mô hình thiết lập giá so le Taylor (2000) cho thấy thay đổi sức mạnh định giá doanh nghiệp đến từ thay đổi kỳ vọng doanh nghiệp mức độ dai dẳng thay đổi giá chi phí doanh nghiệp khác kinh tế Nghĩa doanh nghiệp định mức độ tăng giá bán tùy thuộc vào kỳ vọng gia tăng dai dẳng chi phí giá doanh nghiệp khác Taylor (2000) đưa kết luận kinh tế có mức lạm phát thấp ổn định 20 tạo điều kiện đưa đến mức truyền dẫn thấp kỳ vọng doanh nghiệp vào dai dẳng thay đổi giá chi phí thấp Theo Taylor sụt giảm sức mạnh định giá doanh nghiệp lời giải thích hợp lý cho tình lạm phát thấp trước áp lực cầu khiến cho doanh nghiệp kìm nén giá tiền lương Tiếp nối nghiên cứu tiên phong Taylor (2000), nghiên cứu Choudhri Hakura (2006) nhấn mạnh niềm tin vào môi trường lạm phát thấp cần phải xây dựng trước truyền dẫn thấp xuất sau Shitani cộng (2012) tác giả tiên phong sử dụng lớp mơ hình chuyển tiếp trơn tự hồi quy (STAR) để kiểm chứng giả thuyết Taylor (2000) mối quan hệ chiếu ERPT môi trường lạm phát Các tác giả nhận thấy ERPT hồn tồn ước tính phù hợp mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn với biến trễ lạm phát đóng vai trị biến chuyển tiếp Shitani cộng mở rộng nghiên cứu Taylor (2000) cách ước tính ERPT theo thời gian nhằm mục đích loại trừ tình ERPT thấp có liên quan đến chọn mẫu liệu thời gian lạm phát thấp Taylor (2000) đề cập Kết từ nghiên cứu cho thấy giai đoạn ERPT thấp có liên quan đến mơi trường lạm phát thấp Junttila Korhonen (2012) đồng thuận mức độ truyền dẫn tỷ giá bị ảnh hưởng chiều phi tuyến môi trường lạm phát quốc gia nhập Các tác giả ủng hộ quan điểm Taylor (2000) lạm phát thấp khiến cho ERPT thấp hơn, bên cạnh nghiên cứu nhấn mạnh vai trò mức độ cứng nhắc giá quốc gia nhập Bởi kết từ nghiên cứu cho thấy công ty xuất sử dụng đồng thời thông tin môi trường lạm phát giá cứng nhắc để điều chỉnh giá họ Tác giả nhấn mạnh cần có thêm nghiên cứu cho kinh tế nhỏ mở thay đổi tỷ giá ảnh hưởng đăc biệt lớn đến lạm phát kinh tế nhỏ so với kinh tế lớn Tác giả lập luận thị trường hội nhập nước nhỏ thường nước chấp nhận giá, điều khiến điều chỉnh giá nhà xuất thị trường diễn thường xuyên nhiều 21 Nghiên cứu Baharumshah cộng (2017) mặt đồng thuận với quan điểm Taylor (2000) đồng thời bổ sung vai trò độ bất ổn lạm phát Các tác giả cho doanh nghiệp không chuyển tiếp thay đổi tỷ giá vào giá độ bất ổn lạm phát thấp Độ bất ổn lạm phát cao biểu thị cho bất ổn định khó dự đoán lạm phát kinh tế, hàm ý rủi ro kinh tế gia tăng Điều làm cho doanh nghiệp có khuynh hướng tăng mức độ truyền dẫn tỷ giá vào giá để hạn chế rủi ro phía ngược lại Do đó, độ bất ổn lạm phát xem nguồn gốc tạo mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá Dưới số chứng thực nghiệm liên quan đến truyền dẫn tỷ giá môi trường lạm phát: Nghiên cứu Taylor (2000) cho thấy môi trường lạm phát khác mức độ truyền dẫn tỷ giá vào giá 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 lạm phát trì ổn định mức thấp, có mối quan hệ chiều với mức độ dai dẳng thấp lạm phát Kỳ vọng dai dẳng thấp lạm phát ảnh hưởng đến hành vi điều chỉnh giá doanh nghiệp 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 Baqueiro cộng (2003) nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá nhiều quốc gia khác cách chia mẫu nghiên cứu theo giai đoạn quốc gia có lạm phát thấp quốc gia có lạm phát cao Họ tìm thấy chứng ERPT giai đoạn lạm 22 phát cao cao so với giai đoạn lạm phát thấp Những chứng gợi ý mối quan hệ mức độ truyền dẫn tỷ giá vào mức giá nội địa môi trường lạm phát phi tuyến Gagnon Ihrig (2004) phát triển mơ hình lý thuyết để đo lường ảnh hưởng sách bình ổn 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 Nghiên cứu 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 với mức lạm phát thấp, có mức truyền dẫn tỷ giá vào giá nhỏ Nghiên cứu Nogueira León-Ledesma (2011) nghiên cứu mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát cách sử dụng mẫu nước phát triển 23 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 mơ hình tự hồi quy chuyển tiếp trơn (STAR) cho thị trường Mỹ giai đoạn 1975 - 2007, Shintani cộng (2013) tìm thấy mối quan hệ truyền dẫn phi tuyến tỷ giá lạm phát Kết từ nghiên cứu cho thấy môi trường lạm phát thấp Mỹ giai đoạn thập niên 80, 90 góp phần làm cho hệ số ERPT giảm Trong đó, kể từ năm 2000, lạm phát Mỹ bắt đầu tăng lên ERPT trở nên cao Aleem Lahiani (2014) sử dụng mơ hình vectơ tự hồi quy bán cấu trúc với biến ngoại sinh (VARX) cho nhóm quốc gia Mỹ Latin Đông Á cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá chịu ảnh hưởng sách tiền tệ đáng tin cậy Các tác giả cho thấy ERPT thấp quốc gia thiết kế thực thi sách tiền tệ hướng đến việc kiểm soát lạm phát Kết hệ số truyền dẫn thấp quốc gia chấp chận sách lạm phát mục tiêu Sự sụt giảm hệ số truyền dẫn cho có liên quan đến môi trường lạm phát thấp ổn định Từ nghiên cứu điển hình thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát chịu ảnh hưởng môi trường lạm phát Trong điều kiện lạm phát thấp mức độ truyền dẫn thấp ngược lại Nhiều phương pháp khác nhà nghiên cứu sử dụng xác nhận giả thuyết phụ thuộc mức độ truyền dẫn tỷ giá vào môi trường lạm phát đề xuất Taylor (2000) Mối quan hệ phi tuyến 24 truyền dẫn tỷ giá môi trường lạm phát cho thấy mức lạm phát kinh tế vượt q giá trị ngưỡng hệ số truyền dẫn thay đổi Mối quan hệ thường giải thích chứng vi mơ hành vi định giá doanh nghiệp phụ thuộc vào kỳ vọng họ dai dẳng mức độ lạm phát 2.1.2 Mối quan hệ mức độ biến động tỷ giá ERPT Các nghiên cứu trước ảnh hưởng biến động tỷ giá lên truyền dẫn tỷ giá cho thấy giá kinh tế phản ứng bất đối xứng với xu hướng quy mô thay đổi tỷ giá Một số mơ hình lý thuyết dùng để lý giải phản ứng bất đối xứng giá trước xu hướng biến đổi tỷ giá: doanh nghiệp muốn trì thị phần, hiệu ứng dịch chuyển sản xuất, giới hạn lực cung ứng chi phí thực đơn Duy trì thị phần Hành vi định giá theo thị trường (pricing to market - PTM) doanh nghiệp nhằm tối ưu hóa lợi hoàn cảnh cụ thể làm cho truyền dẫn thấp mức 1:1 Doanh nghiệp mục tiêu trì thị phần mà giữ giá hàng hóa thị trường nội địa (home country) không đổi bất chấp biến động tỷ giá Trong tình này, lợi nhuận doanh nghiệp bị sụt giảm suốt thời kỳ đồng nội tệ giảm giá bù trừ đồng nội tệ tăng giá Marston (1990) Knetter (1994) cho cịn có khả khác cơng ty nước ngồi điều chỉnh phần lợi nhuận cộng thêm tính chi phí (mark-up) họ để gia tăng thị phần đồng nội tệ tăng giá giữ nguyên thị phần đồng nội tệ giảm giá Hiệu ứng dịch chuyển sản xuất Pollard Coughlin (2004) dẫn nguồn gốc khác nhằm giải thích cho tượng truyền dẫn bất đối xứng đến từ việc sử dụng đầu vào nhập tiến trình sản xuất hàng hóa dựa theo nghiên cứu Webber (1999) Theo cơng ty nước ngồi thay đổi đầu vào nhập đầu vào nội địa tùy thuộc vào giá mặt hàng Mức độ truyền dẫn tùy thuộc vào độ co giãn hàm markup doanh nghiệp trước biến động tỷ giá Cụ thể, đồng nội tệ nhà 25 xuất tăng giá cơng ty nước ngồi sử dụng đầu vào chủ yếu nước họ để sản xuất hàng hóa., mức truyền dẫn tỷ giá [− 1−𝜂𝜈𝐻 ], 𝜂 𝜈𝐻 độ co giãn cầu hàng hóa nội địa theo giá Khi đồng nội tệ nhà xuất giảm giá cơng ty nước sử dụng nguồn đầu vào nhập để sản xuất truyền dẫn lúc Giới hạn lực cung ứng Trong mơ hình trì thị phần dịch chuyển sản xuất, đồng tiền nhà nhập tăng tương đối so với đồng tiền nước xuất làm hệ số truyền dẫn gia tăng Tuy nhiên, mơ hình liên quan đến giới hạn lực cung ứng nhà xuất kết ngược lại Nghĩa đồng tiền của nhà nhập giảm giá hệ số truyền dẫn cao Khi đồng tiền nhà nhập tăng giá làm gia tăng sức mua tương đối, nhu cầu hàng hóa nhập họ gia tăng Khi đó, nhà xuất đáp ứng đầy đủ nhu cầu nhà nhập ta gọi giới hạn lực cung ứng Khi đồng tiền nhà nhập tăng giá, cơng ty nước ngồi tăng phần markup để giữ giá bán, giá tính theo đồng tiền nhà nhập cố định, truyền dẫn tình trở nên thấp Thay tăng doanh số dễ gây áp lực lên lực cung ứng, doanh nghiệp nước tăng mark-up để tăng lợi nhuận biên Khi đồng tiền nhà nhập giảm giá, ràng buộc sản lượng xuất xuất hiện, giá hàng hóa nhập tính theo nội tệ trở nên cao ngăn trở phần nhu cầu nhập Doanh nghiệp xuất giảm phần mark-up xuống cho phép giá bán tính đồng tiền nhà nhập tăng lên, qua phản ánh phần biến động tỷ giá vào giá Lập luận cho thấy truyền dẫn có khuynh hướng cao đồng nội tệ giảm giá so với nội tệ tăng giá Ngoài ra, ràng buộc khối lượng cung ứng tăng lên giới hạn thương mại từ giới hạn lực xuất hàng hóa từ nước sang nước khác như: hạn ngạch quy định hạn chế xuất giới hạn lực sản xuất doanh nghiệp 26 Chi phí thực đơn Nhiều doanh nghiệp phản ứng không đồng với quy mô thay đổi tỷ giá Chi phí việc thơng báo/ điều chỉnh giá ghi hóa đơn tỷ giá thay đổi gọi chi phí thực đơn Một thay đổi nhỏ tỷ giá không đáng để doanh nghiệp thơng báo điều chỉnh giá mình, họ hấp thụ thay đổi mức độ truyền dẫn thấp Tuy nhiên tỷ giá biến động mức lớn, doanh nghiệp cân nhắc để điều chỉnh giá bán để cập nhật biến động tỷ giá Q trình đưa đến kết truyền dẫn bất đối xứng tỷ giá biến động lớn nhỏ Bên cạnh đó, truyền dẫn bất đối xứng phụ thuộc vào đồng tiền ghi hóa đơn Giả sử, đầu vào nhập ghi hóa đơn đồng tiền nhà nhập thay đổi nhỏ tỷ giá, công ty giữ giá cố định hấp thụ thay đổi tỷ giá, tình truyền dẫn Nếu thay đổi tỷ giá trở nên lớn doanh nghiệp điều chỉnh giá ghi hóa đơn họ, truyền dẫn lúc lớn Khi đồng tiền ghi giá hóa đơn đồng nội tệ (đồng tiền nhà nhập khẩu) truyền dẫn lớn tỷ giá biến động lớn Tuy nhiên đầu vào nhập ghi hóa đơn đồng tiền nhà xuất thay đổi nhỏ tỷ giá truyền dẫn đầy đủ vào giá chuyển sang đồng tiền nhà nhập Tuy nhiên, tỷ giá biến động lớn nhà xuất hấp thụ phần chuyển phần biến động tỷ giá vào giá bán, kết làm cho mức độ tăng giá quy sang nội tệ không với mức độ biến động tỷ giá, tình truyền dẫn lại thấp Khi đồng tiền ghi giá hóa đơn đồng ngoại tệ (của nhà xuất khẩu) truyền dẫn lớn tỷ giá biến động nhỏ Dưới số chứng thực nghiệm liên quan đến mối quan hệ truyền dẫn tỷ giá xu hướng biến động tỷ giá: Knetter (1994) sử dụng liệu từ ngành hàng xuất liên quan đến công nghiệp ô tô Đức Nhật Bản giai đoạn 1973 đến 1987 cho thấy giá xuất điều chỉnh bất đối xứng với biến động đồng tiền Nếu công ty 27 đối mặt với giới hạn lực cung ứng chuỗi phân phối giới hạn thương mại việc thiết lập giá để thương mại lớn suốt thời kỳ đồng tiền nhà xuất giảm giá Nếu công ty mong muốn xây dựng thị phần trước bất lợi từ giới hạn thương mại sách thiết lập giá để thương mại lớn suốt thời kỳ đồng tiền nhà xuất tăng giá Kết thực nghiệm cho thấy trước biến động tỷ giá, hành vi thiết lập giá doanh nghiệp bị ảnh hưởng theo hướng khác điều kiện giới hạn sản lượng cung ứng, rào cản thương mại, từ làm cho mức độ trung chuyển thay đổi tỷ giá vào giá bán thay đổi Gil-Pareja (2000) sử dụng liệu hàng quý giai đoạn từ 1988 đến 1996 nước Châu Âu để kiểm tra bất đối xứng hành vi thiết lập giá để thương mại khu vực ngành xuất Kết từ nghiên cứu cho thấy tồn chứng bất đối xứng hành vi thiết lập giá để thương mại doanh nghiệp vào thời kỳ đồng tiền nhà xuất tăng giá giảm giá Pollard Coughlin (2004) thực nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá vào giá nhập 29 ngành công nghiệp Mỹ giai đoạn 1978 đến 2000 cho thấy nửa số công ty mẫu phản ứng bất đối xứng trước việc tỷ giá tăng giảm xu hướng khơng đối xứng khơng giống Ngồi nghiên cứu cho thấy doanh nghiệp phản ứng bất đối xứng trước thay đổi lớn nhỏ tỷ giá Bằng chứng từ nghiên cứu cho thấy ERPT nhìn chung chiều mức độ biến động phản ánh rõ nét lý thuyết chi phí thực đơn quy mô biến động tỷ giá ảnh hưởng vượt trội so với xu hướng biến động tỷ giá Bussière (2013) cho thấy truyền dẫn tỷ giá phi tuyến bất đối xứng sử dụng liệu hàng quý từ 1980 đến 2006 quốc gia G7, bác bỏ giả thuyết truyền dẫn tỷ giá vừa tuyến tính vừa cân xứng Cheikh (2012) sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn để ước tính mức độ truyền dẫn tỷ giá 12 quốc gia EU Kết từ nghiên cứu cho thấy khơng có 28 chứng rõ ràng chiều hướng bất đối xứng ERPT nước mẫu nghiên cứu Một số nước mẫu đồng nội tệ tăng giá ERPT cao số khác lại cho thấy ERPT thấp đồng nội tệ giảm giá Tuy nhiên, nghiên cứu lại cho thấy giai đoạn khủng hoảng hệ thống tiền tệ Châu Âu, ERPT lại phản ứng phi tuyến với độ lớn biến động tỷ giá Cụ thể, tác giả cho thấy tỷ giá biến động vượt mức ngưỡng mức độ truyền dẫn trở nên lớn Faryna (2016) tìm thấy mối quan hệ phi tuyến thay đổi tỷ giá lạm phát Cụ thể hiệu ứng truyền dẫn cao giai đoạn tỷ giá biến động nhỏ, tỷ giá biến động vừa tương đối lớn lại ảnh hưởng khơng có ý nghĩa thống kê lên giá tiêu dùng Tác giả lý giải công ty nước thường theo đuổi chiến lược định giá đồng tiền nhà sản xuất xuất hàng hóa vào Ukraina, kết cho thấy diện vấn đề chi phí thực đơn nhà sản xuất nước Cụ thể, việc thay đổi giá ghi hóa đơn trở nên đáng giá nhà xuất nước ngồi giá yết đồng tiền nhà nhập phản ứng với biến động nhỏ tỷ giá Tác giả cho thấy tỷ giá giảm mức tương đối lớn có ảnh hưởng đáng kể lên thay đổi giá Giai đoạn mà đồng tiền giảm giá kịch tính Ukraina giai đoạn 2008, 2014 2015 suốt thời kỳ kinh tế suy thối, mơi trường lạm phát bất lợi khủng hoảng niềm tin giải thích cho hiệu ứng truyền dẫn mức độ cao 2.1.3 Mối quan hệ chu kỳ kinh tế ERPT Chu kỳ kinh doanh hay gọi chu kỳ kinh tế chu kỳ thương mại sư dịch chuyển theo hướng tăng giảm tổng sản phẩm quốc nội liên quan đến giai đoạn mở rộng thu hẹp hoạt động kinh tế (Madhani, 2010) Theo kinh tế học, chu kỳ kinh tế1 bao gồm pha: suy thoái, phục hồi hưng thịnh (bùng nổ) Cũng có quan điểm coi pha phục hồi thứ yếu nên chu kỳ kinh doanh gồm hai pha suy thối hưng thịnh (hay mở rộng) Trong nghiên cứu này, luận án Samuelson Paul A., Nordhalls William D., 2007 Kinh tế học (Bản Tiếng Việt), Nhà xuất Tài 29 phân tích ảnh hưởng chu kỳ kinh tế lên truyền dẫn tỷ giá dựa theo giả định chu kỳ kinh tế gồm pha chính: suy thối mở rộng Trong thời kỳ kinh tế bùng nổ hệ số truyền dẫn trông đợi cao so với thời kỳ kinh tế suy thoái Nguyên nhân công ty thấy dễ truyền dẫn thay đổi tỷ giá vào giá bán họ thời kỳ kinh tế tăng trưởng kinh tế trì trệ doanh số công ty giảm Goldfajn Werlang (2000) cung cấp xác nhận điều thông qua sử dụng liệu bảng 71 kinh tế, tác giả cho thấy giai đoạn kinh tế suy thoái mức truyền dẫn vào giá cao giai đoạn kinh tế mở rộng Trong Correa Minella (2006) Przystupa Wróbel (2011) thơng qua khung phân tích đường cơng Phillips có ngưỡng xác nhận hành vi bất đối xứng ERPT với tốc độ tăng trưởng kinh tế Nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) Nogueira León-Ledesma (2008) cho thấy chứng mối quan hệ phi tuyến ERPT chênh lệch sản lượng vài quốc gia mẫu nghiên cứu họ Cũng sử dụng mơ hình STR nghiên cứu Cheikh (2012) cho thấy kết ngược nhau, ERPT cao giai đoạn kinh tế mở rộng so với giai đoạn suy thối nhóm quốc gia quốc gia khác lại xảy điều ngược lại Tác giả kết luận mối quan hệ giửa ERPT chu kỳ kinh tế không đồng nhất, nhiên nhấn mạnh mối ERPT thay đổi phi tuyến theo chu kỳ kinh tế cần ý q trình thiết kế sách tiền tệ Trong lý thuyết kinh tế vĩ mô, cạnh tranh không hoàn hảo xác định phần mark-up lên giá phần chi phí biên Phần mark-up dấu hiệu cho thấy thiếu cạnh tranh doanh nghiệp có mức mark-up cao cho doanh nghiệp có sức mạnh thị trường lớn Bils (1987) cho phần mark-up lên giá thơng qua chi phí biên không giữ nguyên điều kiện kinh tế khác Tuy nhiên, lý thuyết không đưa kết luận quán thuận chu kỳ hay nghịch chu kỳ mark-up (Nekarda Ramey, 2013) 30 Hành vi khác biệt mark-up khác biệt tổng cầu thị trường lao động, giá hàng hóa trung gian, nguyên vật liệu với chiến lược doanh nghiệp kịch kinh tế khác Các nhà nghiên cứu phát triển nhiều mơ hình khác để tìm hiểu tính chu kỳ mark-up Sự khác biệt mơ hình nghiên cứu tính chu kỳ mark-up cho hành vi khác doanh nghiệp nhân tố vĩ mô (Nekarda Ramey, 2013) Chẳng hạn, khác biệt mark-up có liên quan đến độ co giãn cầu Độ co giãn tổng cầu giảm thời kỳ kinh tế suy thoái điều làm cho sức mạnh thị trường mạnh lên hành vi mark-up nghịch chu kỳ kết luận nghiên cứu Bils (1987) Cịn mơ hình thị trường tiêu dùng, Greenwald Stiglitz (1993) cho sau nhận thấy mức doanh số cao tương lai, cơng ty giảm giá bán họ hôm để hưởng lợi từ số lượng khách hàng lớn họ tương lai Hành vi làm cho công ty thay đổi phần mark-up thuận theo chu kỳ Như luận án trình bày phần 2.2.1, hành vi mark-up khác doanh nghiệp ảnh hưởng lên mức độ truyền dẫn tỷ giá vào mức giá Bởi mark-up chịu ảnh hưởng chu kỳ kinh tế ERPT chịu ảnh chu kỳ kinh tế Dưới số chứng thực nghiệm liên quan đến truyền dẫn tỷ giá chu kỳ kinh tế: Goldfajn Werlang (2000) sử dụng mẫu nghiên cứu với 71 quốc gia, tác giả tìm thấy hệ số truyền dẫn tỷ giá vào giá cao kinh tế có mức tăng trưởng cao Correa Minella (2010), Przystupa Wróbel (2011) xác nhận hành vi bất đối xứng mức độ truyền dẫn tỷ giá tốc độ tăng trưởng khung phân tích đường cong Phillips có ngưỡng Nogueira León-Ledesma (2008) xem xét ảnh hưởng chu kỳ kinh tế đại diện tốc độ tăng trưởng sản lượng đầu nhóm kinh tế phát triển phát triển Kết từ nghiên cứu cho thấy trình truyền dẫn tỷ giá mối 31 quan hệ phi tuyến Một nửa nước mẫu nghiên cứu cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá khác biệt sản lượng đầu vượt qua mức ngưỡng Tương tự Cheikh (2012) cho thấy mức truyền dẫn trở nên cao thời kỳ kinh tế bùng nổ, nghĩa GDP thực tăng mức ngưỡng ERPT trở nên cao Tuy nhiên số nước lại cho thấy điều ngược lại, nghĩa ERPT cao kinh tế suy thoái, tác giả cho sách tiền tệ ngun nhân đưa đến tình trạng khơng đồng ERPT Tan cộng (2011) cung cấp chứng cho thấy giai đoạn đầu tiên, thời kỳ kinh tế tăng trưởng nhà xuất chuyển tỉ lệ nhỏ phần chi phí tiết kiệm tăng lên tỷ giá hối đoái tăng lên vào giá xuất Trong giai đoạn kinh tế suy thoái, nhà xuất chuyển tỉ lệ lớn phần chi phí tăng lên tỷ giá giảm vào giá xuất Như ERPT giai đoạn đầu có tính ngược chu kỳ Trong giai đoạn thứ hai, nhà bán lẻ có xu hướng tích cực chuyển phần gia tăng chi phí nhập giai đoạn đầu vào giá giai đoạn kinh tế tăng trưởng, ERPT lại thuận chu kỳ giai đoạn thứ hai Kết từ nghiên cứu cho thấy chu kỳ kinh tế Singapore có mối tương quan chiều với chu kỳ kinh tế toàn cầu 2.1.4 Mối quan hệ độ mở thương mại ERPT Độ mở thương mại thường thể dạng tỷ số thương mại (tổng khối lượng xuất nhập khẩu) so với GDP quốc gia thể kết q trình tồn cầu hóa tự hóa thương mại Độ mở thương mại kinh tế phụ thuộc vào diện hàng hóa khả mại kinh tế, thơng qua loại hàng hóa mức giá nước thể mức độ nhạy cảm với thay đổi tỷ giá Độ mở thương mại có mối tương quan chiều với mức độ truyền dẫn tỷ giá Mức độ truyền dẫn tỷ giá vào mức giá kỳ vọng lớn quốc gia có độ mở lớn Bởi diện hàng hóa nhập rổ hàng hóa tiêu dùng với mật độ cao khiến cho giả trở nên nhạy cảm với thay đổi tỷ giá Đây gọi kênh truyền dẫn trực tiếp Ngồi ra, 32 tỷ trọng hàng hóa nước vào thị trường nội địa ngày cao cịn cho thấy sức cạnh tranh hàng hóa nội địa Khi đồng nội tệ giảm giá làm cho giá nhập tăng cao nhu cầu nước phụ thuộc vào hàng hóa nước ngồi nên nhà xuất khơng có động lực điều chỉnh giá bán kết dẫn đến mức ERPT cao Hầu hết nghiên cứu chủ đề kỳ vọng mối quan hệ chiều ERPT độ mở thương mại Quốc gia có độ mở thương mại cao hàm ý kinh tế có mức nhạy cảm cao với biến động tỷ giá Nói cách khác, độ mở thương mại cao phản ứng giá thay đổi tỷ giá cao (McKinnon (1963), McCarthy (2007)) Tuy nhiên, Romer (1993) cung cấp chứng thực nghiệm cho thấy lạm phát có mối quan hệ ngược chiều với độ mở, theo tỷ lệ lạm phát bình quân nhỏ quốc gia có độ mở lớn Romer giải thích mở rộng tiền tệ không dự báo trước làm cho tỷ giá hối đối thực giảm tác hại giảm tỷ giá thực lớn kinh tế mở cửa nhiều lợi ích từ mở rộng bất ngờ làm giảm ảnh hưởng độ mở thương mại Theo Romer thiếu vắng ràng buộc thiết kế trước, nhà xây dựng sách tiền tệ kinh tế có độ mở lớn mở rộng cung tiền kết đưa đến mức lạm phát thấp Theo giả thuyết Taylor (2000) lạm phát truyền dẫn có mối tương quan chiều từ đưa nhận định độ mở thương mại hệ số truyền dẫn tỷ giá có mối tương quan nghịch chiều Đây xem ảnh hưởng gián tiếp độ mở thương mại đến lạm phát Các kênh trực tiếp gián tiếp có xu hướng đối lập nên mối tương quan truyền dẫn độ mở chiều ngược chiều (Ca’Zorzi cộng (2007)) 33 Dưới số chứng thực nghiệm liên quan đến mối quan hệ truyền dẫn tỷ giá độ mở thương mại: Menon (1995) tổng hợp cách toàn diện nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá từ 43 nghiên cứu thực nghiệm kinh tế phát triển Hầu hết nghiên cứu điều cho thấy truyền dẫn tỷ giá khơng hồn toàn mức độ truyền dẫn khác biệt quốc gia Nhân tố ảnh hường đến mức độ truyền dẫn Menon quy mô độ mở kinh tế McCarthy (2000) trình bày nghiên cứu tồn diện truyền dẫn tỷ giá vào mức giá tổng hợp nhiều kinh tế phát triển Tác giả sử dụng mô hình VAR cho giá nhập khẩu, xuất giá tiêu dùng với khung thời gian từ 1976 đến 1998 Kết từ nghiên cứu cho thấy truyền dẫn tỷ giá vào giá tiêu dùng khiêm tốn Mức độ truyền dẫn có mối quan hệ chiều với độ mở quốc gia Bitāns (2005) cho độ lớn ERPT tương quan dương với độ mở thương mại quốc gia Gia tăng nhập hàm ý mức truyền dẫn cao vào khối lượng hàng hóa nhập hàng hóa tùy thuộc vào thay đổi biến động tỷ giá Barhoumi (2005) cho thấy mức độ mở cửa quốc gia đo rào cản thuế quan có ảnh hưởng đến ERPT Cụ thể mức độ rào cản thấp tức độ mở cửa lớn truyền dẫn ERPT dài hạn lớn Nghiên cứu Ca’Zorzi cộng (2007) cho quốc gia mở cửa thương mại thay đổi tỷ giá truyền dẫn nhiều vào số giá tiêu dùng thông qua giá nhập An Wang (2012) cho tỷ trọng nhập tăng làm gia tăng mức độ truyền dẫn thâm nhập hàng hóa nhập cao cho thấy mức cạnh tranh doanh nghiệp nội địa Trong tình này, cơng ty nước ngồi cơng ty nhập hàng hóa nước ngồi chuyển thay đổi tỷ giá vào nước nhập nhiều Kết cho thấy mức độ phụ thuộc quốc 34 gia vào đầu vào nhập lớn (độ mở cao) quy mơ truyền dẫn tỷ giá vào giá tiêu dùng cao Ghosh (2013) tìm thấy chứng quốc gia theo đuổi sách mở cửa thương mại lớn có ảnh hưởng chiều lên ERPT Sek Kapsalyamova (2008) tìm thấy mối liên hệ yếu độ mở thương mại mức độ truyền dẫn tỷ giá quốc gia Châu Á Hàn Quốc, Malaysia, Singapore Thái Lan, nghiên cứu Singapore có độ mở thương mại cao nhiên nước khơng có mức truyền dẫn tỷ giá cao nhất, nguyên nhân thay đổi cấu trúc thương mại quốc gia 2.2 Một số nghiên cứu ERPT điển hình Việt Nam Vo Van Minh (2009) sử dụng mơ hình VAR cho nghiên cứu Việt Nam giai đoạn 2001 – 2006, để đánh giá mức độ thời gian truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát, tác giả kết luận năm mức độ truyền dẫn 0.61 Tác giả cho thấy cú sốc tỷ giá chuyển vào giá nhập nhanh chóng sau 5-7 tháng giá tiêu dùng gần 10 tháng Tác giả cho thấy cú sốc giá dầu sách tiền tệ có tác động có ý nghĩa thống kê vào giá tiêu dùng, góp phần đáng kể làm tăng giá tiêu dùng Việt Nam Tác giả cho thấy gia tăng giá nhập cú sốc tỷ giá gây góp phần làm gia tăng giá tiêu dùng làm gia tăng giá sản xuất doanh nghiệp Nghiên cứu cho thấy không đủ chứng để kết luận áp lực cầu đại diện chênh lệch sản lượng áp lực lên lạm phát Việt Nam dó tác giả cho sách thắt chặt tiền tệ nhằm ngăn chặn áp lực cầu lên lạm phát dường sai hướng Nguyễn Thị Ngọc Trang Lục Văn Cường (2012) sử dụng phương pháp đồng liên kết Johansen, mơ hình VECM VAR để đánh giá mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát theo chuỗi giá: giá nhập khẩu, giá sản xuất giá tiêu dùng Việt Nam giai đoạn quý 1/2001 đến quý 4/2011 Theo mức độ truyền dẫn giảm dần theo chuỗi giá Nghiên cứu cho thấy mức truyền dẫn tỷ giá vào giá nhập hồn tồn khơng tìm thấy chứng truyền dẫn bất đối xứng quy 35 mô biến động tỷ giá vào giá nhập Kết từ nghiên cứu cho thấy chưa có đủ chứng để kết luận mối quan hệ phi tuyến chế truyền dẫn biến động tỷ giá vào giá nhập Việt Nam giai đoạn nghiên cứu Trần Văn Hùng (2015) sử dụng mơ hình VAR với biến lạm phát, tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương, chênh lệch sản lượng lãi suất tái chiết khấu, với liệu hàng tháng giai đoạn 2002 – 2014 để đánh giá mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam Nghiên cứu cho thấy mức độ truyền dẫn lớn nhanh sau giai đoạn Việt Nam gia nhập WTO Tác giả gợi ý truyền dẫn tỷ giá đến mức giá nội địa phi tuyến Việt Nam cần có cách tiếp cận trực tiếp khác để giải thích mối quan hệ Nghiên cứu chưa làm rõ kiện gia nhập WTO ảnh hưởng đến chế truyền dẫn tỷ Trần Ngọc Thơ Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015) sử dụng mơ hình TVAR (Threshold Vector Autoregression) với biến lạm phát, tỷ giá danh nghĩa đa phương, chênh lệch sản lượng lãi suất liên ngân hàng với liệu hàng tháng từ 2000 đến 2014 tìm thấy mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam với mức ngưỡng lạm phát 0,159%/tháng 0,339%/tháng Nghiên cứu cho thấy trình truyền dẫn phụ thuộc vào môi trường lạm phát, mức độ truyền dẫn gia tăng kinh tế vào trạng thái lạm phát cao biểu thị mức lạm phát vượt ngưỡng 0,339%/tháng Trong giai đoạn khác lạm phát thấp 0,339%/tháng mức truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát thấp khơng có ý nghĩa thống kê Đây nghiên cứu Việt Nam cung cấp chứng xác nhận giả thuyết Taylor (2000) truyền dẫn tỷ giá phụ thuộc vào môi trường lạm phát Phạm Thị Thanh Xuân cộng (2017) sử dụng mơ hình khơng gian trạng thái (State-space) dựa lọc Kalman để phân tích mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000 - 2016 Tác giả cho thấy chế truyền dẫn tỷ giá sang lạm phát mang tính động, thay đổi theo thời gian phụ thuộc vào môi trường kinh tế vĩ mô nước giới Tác giả cho thấy mức độ truyền dẫn 36 thời kỳ kinh tế tăng trưởng nóng cao so với thời kỳ kinh tế nguội lạnh Kết từ nghiên cứu cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá vào giá nhập khơng hồn tồn thay đổi khoảng từ – 0,3 suốt giai đoạn nghiên cứu Tác giả tiếp tục nghiên cứu tác động biến động giá xuất vào lạm phát cho thấy mức truyền dẫn cao hơn, đồng thời thay đổi theo giai đoạn kinh tế dao động từ mức đến 0,4, đỉnh điểm giai đoạn 12/2007 Thơng qua việc đo lường hệ số truyền dẫn theo thời gian tác giả kết luận giai đoạn lạm phát thấp kinh tế không trạng thái tăng trưởng nóng, hiệu ứng truyền dẫn thấp so với giai đoạn lạm phát cao kinh tế tăng trưởng nóng Nghiên cứu cho truyền dẫn tỷ giá đến lạm phát yếu, sách tiền tệ khơng cần q nhạy cảm với thay đổi tỷ cần xem xét kết hợp với thực trạng môi trường kinh tế vĩ mô cấu trúc thị trường thời điểm hành Giá hàng hóa nhập Việt Nam hầu hết định danh USD, giai đoạn từ 2008 đến đồng USD tăng giá so với VND, điều cho thấy giá nhập rõ ràng chịu ảnh hưởng lớn từ tỷ giá sau mức lạm phát kinh tế Cho nên lập luận tác giả có phần chưa thỏa đáng phản ánh chất truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát Việt Nam cho mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát thấp Nghiên cứu chưa cho thấy ảnh hưởng dai dẳng biến động lạm phát tỷ giá tác động đến chế truyền dẫn tỷ giá Bảng 2.1: Tóm tắt số nghiên cứu ERPT Việt Nam Nghiên Mục tiêu Kết phương pháp cứu Vo Dữ liệu biến Van Tỷ giá danh nghĩa Đánh giá mức độ Mức độ truyền dẫn Minh đa phương (NEER), thời gian truyền 0,61 năm (2009) số giá nhập dẫn tỷ giá vào lạm Cú sốc tỷ giá chuyển vào (IMP), số giá phát giá nhập 37 tiêu dùng (CPI) Mơ hình VAR nhanh so với giá tiêu giá dầu (OIL) dùng Thời gian 2001 – 2006, Nguyễn Chỉ giá nhập Nghiên cứu ERPT Trong dài hạn ERPT Thị Ngọc (IMP), số giá sản dài hạn hoàn toàn Trang xuất (PPI), số giá Đánh giá chuyển Sự chuyển dịch tỷ giá Lục Văn tiêu dùng (CPI), dịch bất cân xứng giảm dần theo chuỗi giá: Cường tổng sản phẩm quốc tỷ giá vào giá IMP, PPI, CPI (2012) nội (GDP), tỷ giá nhập Tác giả khơng tìm thấy danh nghĩa đa Sử dụng phương chứng truyền dẫn phương (NEER), pháp đồng liên kết bất đối tỷ giá vào Chi phí sản xuất Johansen, VECM, giá nhập nhà xuất VAR (EPC), thay đổi lớn tỷ giá (NEERL), thay đổi nhỏ tỷ giá (NEERS) Thời 1/2001 gian: quý đến quý 4/011 Trần Văn Chỉ số giá tiêu dùng ERPT vào lạm phát Truyền dẫn tỷ giá mạnh Hùng (CPI), chênh lệch trước sau Việt nhạy (2015) sản lượng (output Nam gia nhập WTO giai đoạn sau gia nhập gap), lãi suất tái cấp Mơ hình VAR (4 WTO so với trước gia vốn (IRF), tỷ giá biến) nhập WTO 38 danh nghĩa đa phương (NEER) Thời gian: 20022014 hình TVAR Tìm thấy chứng Ngọc Thơ giá danh nghĩa đa (Threshold Vector truyền dẫn tỷ giá vào lạm Trần Lạm phát (CPI), tỷ Mô phương Nguyễn chênh (NEER), Autoregression) lệch phát Việt nam phi sản tuyến Mức độ truyền dẫn Thị Ngọc lượng lãi suất liên thay đổi lạm phát Trang ngân hàng vượt qua giá trị (2015) Dữ liệu tháng từ ngưỡng Việt Nam 2000 đến 2014 Quá trình truyền dẫn phụ thuộc vào môi trường lạm phát, mức độ truyền dẫn gia tăng kinh tế vào trạng thái lạm phát cao Phạm Thị Giai đoạn 2000 - Phân tích mức độ Tác giả cho thấy mức độ Thanh truyền dẫn tỷ giá truyền dẫn thời kỳ kinh 2016 Xuân Pha một: giá nhập vào lạm phát Việt tế tăng trưởng nóng cộng khẩu, tỷ giá danh Nam cao so với thời kỳ (2017) nghĩa đa phương Mơ hình khơng gian kinh tế nguội lạnh (REER), chi phí sản trạng thái (State- dựa việc so sánh hệ xuất nước ngoài, space) dựa số ERPT theo thời gian chênh lệch sản lọc Kalman Nghiên cứu cho lượng, giá dầu truyền dẫn tỷ giá đến giới lạm phát yếu, 39 Pha hai: lạm phát sách tiền tệ khơng danh nghĩa, giá nhập cần nhạy cảm với khẩu, chênh lệch sản thay đổi tỷ lượng giá Nguồn: Tác giả tự tổng hợp Trên số nghiên cứu điển hình truyền dẫn tỷ giá phi tuyến thực Việt Nam Môi trường lạm phát chu kỳ kinh tế nghiên cứu để đánh giá mức ảnh hưởng nhân tố vĩ mô lên mức độ truyền dẫn tỷ giá Tuy nhiên, yếu tố thay đổi tỷ giá, độ bất ổn tỷ giá độ mở thương mại chưa nghiên cứu Việt Nam Hiện có nghiên cứu thực nghiệm truyền dẫn tỷ giá dành cho nước nhỏ, mở cửa hội nhập ngày sâu rộng Việt Nam Trong đó, quốc gia lại dễ bị tổn thương thay đổi cú sốc cú sốc tỷ giá tác động vào lạm phát Một trạng thái vĩ mơ cụ thể có khả “bộ khuếch đại” có khả “bộ chống sốc” làm thay đổi truyền dẫn cú sốc tỷ giá vào lạm phát Các nhà quản lý Việt Nam cần có sở thực nghiệm đáng tin cậy để đánh giá mức độ truyền dẫn tỷ giá ứng với hoàn cảnh cụ thể để từ có khả xây dựng sách phản ứng chủ động trước biến cố nhằm giữ cho kinh tế vĩ mô ổn định Do nghiên cứu thực nhằm đánh giá toàn diện mối quan hệ truyền dẫn thay đổi tỷ giá vào lạm phát Việt Nam môi trường kinh tế vĩ mô khác Kết từ nghiên cứu làm sở để phủ xây dựng sách phù hợp nhằm mục tiêu bình ổn giá kiềm chế lạm phát Việt Nam 40 2.3 Sơ lược mối hệ lạm phát tỷ giá Việt Nam giai đoạn 2000 – 2018 Hình 2.1: Diễn biến lạm phát TGHĐ Việt Nam giai đoạn 2000 - 2018 10 -2 2000 2002 2004 2006 2008 ER 2010 2012 2014 2016 2018 INF Nguồn: Dữ liệu từ Thomson Reuters Trong giai đoạn từ 2000 đến 2018, biến động lạm phát tỷ giá Việt Nam có khuynh hướng diễn tiến chiều, Hình 2.1 cho thấy mức lạm phát tăng tỷ giá danh nghĩa tăng lên đại diện cho giai đoạn đồng nội tệ giá Mối quan hệ gợi ý tương quan chiều truyền dẫn biến động tỷ giá vào lạm phát Việt Nam 2.3.1 Diễn biến tỷ giá lạm phát giai đoạn 2000 – 2011 Khủng hoảng kinh tế Châu Á năm 1997 để lại nhiều ảnh hưởng nặng nề cho kinh tế Châu Á có Việt Nam Mặc dù vào thời điểm 1997, kinh tế Việt Nam chưa hội nhập sâu vào đời sống kinh tế giới gánh chịu nhiều hậu mà bão khủng hoảng tài tràn qua, biểu cụ thể kinh tế Việt Nam tăng trưởng chậm lại Để thúc đẩy tăng trưởng, phủ Việt Nam mặt thực sách nới lỏng tín dụng, mặt khác mở cửa đón nhận dịng vốn đầu tư nước ngồi từ năm 2000 Các sách giúp kinh tế Việt Nam phục hồi tiềm ẩn nguy làm bùng phát lạm phát Việt Nam 41 Tháng 11/2006, kiện Việt Nam thức trở thành thành viên thứ 150 tổ chức Thương mại giới, đánh dấu bước tiến quan trọng tiến trình hội nhập kinh tế giới Việt Nam Kể từ thời điểm hoạt động giao thương đầu tư Việt Nam giới diễn ngày sôi động Phan Le (2008) tóm tắt số điểm bật giai đoạn 2006 – 2007 kinh tế Việt Nam sau: “Thứ nhất, năm 2007 nước ta nhập siêu khoảng 12 tỷ USD, kim ngạch xuất hàng hoá, dịch vụ nước ta đạt 45 tỷ USD, tăng năm trước, nhiều mặt hàng xuất vượt kim ngạch tỷ USD; Thứ hai, thị trường chứng khoán nước ta phát triển mạnh, vốn đầu tư gián tiếp (FII) đổ vào thị trường chứng khoán tăng mạnh, vào khoảng tỷ USD; Thứ ba, vốn đầu tư trực tiếp nước (FDI) năm 2007 ước đạt 20,3 tỷ USD, tăng 69,3% so với năm 2006; Thứ tư, sau Việt Nam gia nhập WTO, tự hoá nguồn vốn vãng lai, gồm: nguồn vốn USD từ nước chuyển vào nước ta từ nước ta chuyển nước ngoài; Thứ năm, kiều hối năm 2007 đạt khoảng gần tỷ USD, bên thụ hưởng kiều hối lĩnh ngoại tệ; Thứ sáu, tình trạng đơla hố mức cao, thể nguồn vốn huy động nhiều NHTM phép kinh doanh ngoại tệ quy đổi VND chiếm tỷ trọng 30% tổng nguồn vốn huy động.” Đứng trước tình hình dịng vốn đầu tư quốc tế ạt đổ vào Việt Nam, Ngân hàng nhà nước mua vào lượng lớn USD, lượng mua năm 2006 – 2007 khối lượng dự trữ tích lũy 10 năm trước Cụ thể NHNN mua 2,9 tỷ USD năm 2006, tỷ USD Quý 1/2007 tỷ USD quý 2/2007 Ngân hàng giới cho Việt Nam có hội lớn để mua vào ngoại tệ làm gia tăng dự trữ ngoại hối quốc gia Bởi theo Ngân hàng giới dòng vốn đầu 42 tư trực tiếp nước ngồi viện trợ phát triển thức (ODA) đổ vào Việt Nam cách mạnh mẽ, đồng thời dòng vốn gián tiếp đổ mạnh vào thị trường chứng khoán đà tăng trưởng Việt Nam Trước sức ép dòng vốn ngoại giai đoạn 2006 – 2007, tiền đồng (VND) có lúc tăng giá nhẹ so với USD, điều gây ảnh hưởng nhiều đến hoạt động xuất Việt Nam Chính sách mua USD NHNN thực giai đoạn góp phần quan trọng nhằm điều chỉnh tỷ giá theo xu hướng có lợi cho xuất Việt Nam Tuy nhiên, tác dụng không mong muốn từ q trình can thiệp lạm phát bắt đầu bùng phát vào năm 2008 Chỉ số giá tiêu dùng (CPI) năm 2007 đạt mức 12,63%, đặc biệt tăng mạnh vào tháng cuối năm báo hiệu cho giai đoạn lạm phát cao kinh tế Việt Nam sau Trong tháng đầu năm 2008, số CPI tăng lên mức 6,02% tăng liên tục với tốc độ 2%/tháng tháng Đến cuối năm 2008, lạm phát Việt Nam đạt mức kỷ lục gần 30% so với kỳ năm 2017 Nguyên nhân gây bùng nổ lạm phát năm 2008 phân tích hệ từ lượng cung tiền NHNN bơm để trung hòa lượng USD dư thừa kinh tế kết hợp với lượng tín dụng gia tăng năm 2007 Mức cung tiền năm 2007 tăng lên đến 49,11% tăng trưởng tín dụng tăng vọt lên mức 49,79% hệ thống NHTM Một nguyên nhân quan trọng khác giá lương thực nguyên, nhiên liệu giới giai đoạn tăng góp phần đáng kể làm bùng nổ lạm phát (CPI lương thực tăng 22,19%) Lạm phát tháng cuối năm 2008 bắt đầu giảm nguyên nhân NHNN thực sách thắt chặt tiền tệ giai đoạn tăng trưởng tín dụng cuối năm 27,6%, cung tiền M2 20,7% vào cuối năm 2018 Một nguyên nhân quan trọng khác cần kể tới vào tháng 9/2008 khủng hoảng kinh tế Mỹ bắt đầu lan rộng ảnh hưởng đến kinh tế giới làm giảm giá loại hàng hóa tồn cầu, điều khiến CPI cuối năm 2018 Việt Nam liên tiếp có giá trị âm, lạm phát 43 nửa đầu năm 2009 tăng với tốc độ 0,45%/tháng, lạm phát tháng 7/2009 tăng 3,22% so với cuối năm 2008 Trong năm 2009, CPI mức thấp (6,52%), đồng VND tăng giá so với USD góp phần làm cán cân tốn Việt Nam chuyển từ thặng dư năm 2007, 2008 sang thâm hụt mạnh 5,7 tỷ USD năm 2009, nhập siêu khoảng 12,5 tỷ USD Vào khoảng cuối năm 2009, NHNN can thiệp làm giảm giá VND lên mức 5,4% để chống đầu giảm áp lực thị trường, đồng thời thu hẹp biên độ dao động xuống +/-3% Theo nghiên cứu Hồng Đình Minh (2013) hàm lượng đầu vào nhập sản xuất Việt Nam mức cao vào khoảng 70% nên tỷ giá tăng tác động mạnh đến chi phí sản xuất Chi phí đầu vào tăng làm gia tăng giá thành sản xuất góp phần làm giá hàng hóa nước tăng gây ảnh hưởng tiêu cực lên sức mạnh cạnh tranh hàng hóa sản xuất nước Năm 2010 cán cân toán lại tiếp tục thâm hụt khoảng tỷ USD, nhập siêu năm 2010 khoảng 13,5 tỷ USD lại gia tăng sức ép lên tỷ giá Theo Nguyễn Mạnh Hùng (2013) sau định số 230/2011/QĐ-NHNN ngày 11/2/2011, tỷ giá (USD/VND) bình quân liên ngân hàng NHNN điều chỉnh tăng lên mức 9,3% từ 18.932 lên 20.693 VND/USD Đồng thời, biên độ dao động thu hẹp từ +/- 3% xuống +/- 1% thể khả can thiệp mạnh từ NHNN để trì tỷ giá ổn định Kết thúc năm 2011, tỷ giá bình quân USD thị trường liên ngân hàng 20.828 VND, tỷ giá thị trường tự cao tỷ giá NHTM khoảng 150-250 VND/ USD vào khoảng 21.200 – 21.300 VND/ USD Lạm phát năm 2011 tiếp tục mức cao đạt mức 18,13% Có nhiều nguyên nhân đưa để giải thích cho hành vi lạm phát năm 2011 có sức ép lớn từ gia tăng tỷ NHNN thực sau Quyết định 230 2.3.2 Giai đoạn 2012 - 2018 Tỷ giá NHNN giữ ổn định biên độ tăng không - 3%/năm năm 2012 Đến cuối năm 2012, giá USD mua vào NHTM giảm trung bình 1% so với kỳ năm 2011 Tỷ giá thị trường thức thị trường tự 44 thu hẹp thúc đẩy nguồn cung USD dồi tạo điều kiện để NHNN gia tăng dự trữ ngoại hối quốc gia Trong năm 2013, NHNN tiếp tục trì biên độ dao động tỷ giá không 2-3% năm 2012 nhằm trì mức độ ổn định tỷ giá, hạn chế kỳ vọng thị trường khả giảm giá VND, qua góp phần tạo neo tâm lý tỷ giá ổn định cho thị trường Trong năm 2014, trước áp lực biến động tỷ giá từ thị trường, NHNN điều chỉnh tỷ giá bình quân liên ngân hàng tăng thêm 1% lên 21.246 VND/USD có hiệu lực từ 19/6/2014 lần tăng tỷ giá Năm 2015, Ngân hàng Trung ương Trung Quốc phá giá đồng nhân dân tệ (CNY) vào tháng 8/2015 NHNN Việt Nam nhanh chóng điều chỉnh nới lỏng biên độ tỷ giá USDVND từ +/-1% lên +/-2% Hành động NHNN xem nhằm chủ động ứng phó với tác động lan tỏa từ hiệu ứng phá giá đồng CNY từ Trung Quốc Sau tháng 8, NHNN lại lần điều chỉnh biên độ tỷ giá từ +/-2% lên +/-3% thị trường kỳ vọng Fed tăng lãi suất, đồng thời điều chỉnh tỷ giá bình quân liên ngân hàng đồng Việt Nam USD tăng thêm 1%.2 Tỷ giá năm 2017 ổn định, tỷ giá trung tâm điều chỉnh tăng tổng cộng 267 đồng, tương đương 1,2% so với cuối năm 2015 NHNN sau năm thử nghiệm, chế tỷ giá trung tâm giúp chuyển biến mạnh mẽ tâm lý hành vi thị trường, tỷ giá USDVND phản ánh tốt cung cầu ngoại tệ kinh tế Năm 2018 tỷ giá trung tâm tăng khoảng 1,5% so với đầu năm, tỷ giá NHTM tăng khoảng 2,8% tỷ giá thị trường tự tăng khoảng 3,5% so với đầu năm Kết thực Nghị 11/2012/NQ-CP Chính phủ nhằm kiềm chế lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô mang lại nhiều kết tích cực Trong giai đoạn từ Nguồn: Ngân hàng nhà nước Việt Nam https://www.sbv.gov.vn/webcenter/portal/vi/menu/fm/ddnhnn/nctd/nctd_chitiet?leftWidth=20%25&showFoot er=false&showHeader=false&dDocName=SBVWEBAPP01SBV077719&rightWidth=0%25¢erWidth= 80%25&_afrLoop=4685075585937539#%40%3F_afrLoop%3D4685075585937539%26centerWidth%3D80 %2525%26dDocName%3DSBVWEBAPP01SBV077719%26leftWidth%3D20%2525%26rightWidth%3D0% 2525%26showFooter%3Dfalse%26showHeader%3Dfalse%26_adf.ctrl-state%3Dlx1z6wug9_295 45 2012 đến năm 2018 lạm phát Việt Nam kiểm soát mức thấp với mức độ biến động tỷ giá dao động quanh biên độ hẹp Bảng 2.2: Diễn biến tỷ giá CPI (2012 – 2018) Năm CPI Biến động TGHĐ 2012 9,21% -1% 2013 6,6% 1% 2014 4,09% 1% 2015 0,63% 5,34% 2016 2,66% 1% 2017 3,53% 1,2% 2018 3,54% 1,5% Nguồn: Tổng hợp tác giả Trong giai đoạn tỷ giá hối đoái NHNN kiềm giữ quanh biên độ hẹp, mức độ biến động tương đối thấp Lạm phát giai đoạn 2012 – 2018 (xem Bảng 2.2) giữ mức thấp so với giai đoạn trước thể tâm ổn định kinh tế vĩ mô phủ Lạm phát thấp giai đoạn phần đến từ biến động tỷ giá thấp, phần đến từ môi trường vĩ mô ổn định, hạn chế tâm lý kỳ vọng dai dẳng lạm phát biến động tỷ giá cao giai đoạn trước.3 2.4 Tổng kết chương tổng quan lý thuyết chứng thực nghiệm Trong chương này, luận án trình bày sở lý thuyết ảnh hưởng yếu tố thuộc môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn tỷ giá đồng thời cung cấp chứng thực nghiệm có truyền dẫn tỷ giá phi tuyến giới Theo đó, mức độ truyền dẫn tỷ giá bị ảnh hưởng mức độ lạm phát kinh tế, biến động tỷ giá hối đoái, chu kỳ kinh tế độ mở thương mại Lý thuyết chứng thực nghiệm cho thấy mối tương quan chiều ERPT với mức độ lạm phát kinh tế chu kỳ kinh tế Ngược lại, mối tương quan ERPT với biến động tỷ giá độ mở thương mại khơng đồng Luận án lược khảo nghiên cứu thực nghiệm ERPT điển hình Việt Nam tập trung chủ yếu vào nghiên cứu khám phá mối quan hệ phi tuyến ERPT Một vài yếu tố vĩ mô nghiên cứu nhận diện trực tiếp gián Cổng thơng tin điện tử Chính phủ nước Cộng hịa xã hội chủ nghĩa Việt Nam http://chinhphu.vn/portal/page/portal/chinhphu/hethongvanban?class_id=509&_page=2&mode=detail&do cument_id=99148 46 tiếp nguồn gốc tạo nên mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ mức độ lạm phát chu kỳ kinh tế Ngoài ra, tác giả phân tích mối quan hệ diễn tiến tỷ giá lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000 – 2018 thơng qua số cột mốc đáng ý 47 CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU VÀ DỮ LIỆU 3.1 Khung lý thuyết Luận án sử dụng khung lý thuyết dựa theo nghiên cứu Campa Goldberg (2002, 2005), Nogueira León-Ledesma (2008, 2011) mối quan hệ giá biến động tỷ giá Khung lý thuyết giúp mơ hình hóa ảnh hưởng mơi trường vĩ mơ lên mối quan hệ truyền dẫn phi tuyến tỷ giá vào lạm phát Trong khung lý thuyết này, giá xuất công ty xuất thiết lập điều kiện thị trường cạnh tranh hồn hảo giá hàng hóa tính đồng tiền nước nhập biểu diễn sau: 𝑓 𝑃𝑡ℎ = 𝐸𝑡 𝑃𝑡 (3.1) Trong đó, 𝑃𝑡ℎ giá hàng hóa định danh đồng tiền nước nhập (xem đồng 𝑓 nội tệ) thời điểm t Đại lượng 𝑃𝑡 giá hàng hóa tính đồng tiền nhà xuất (được xem ngoại tệ) thời điểm t Đại lượng 𝐸𝑡 tỷ giá hối đoái yết trực tiếp dạng số lượng nội tệ đơn vị ngoại tệ Tuy nhiên, thị trường cạnh tranh khơng hồn hảo nhà sản xuất/người bán ln muốn tối đa hóa lợi nhuận họ tính vào giá bán phần lợi nhuận mong muốn gọi mark-up Theo lý thuyết thương mại, mark-up phần lợi nhuận mong muốn mà nhà sản xuất/người bán cộng vào tổng chi phí trước bán cho khách hàng Tổng chi phí thể biến phí định phí sản xuất nên hàng hóa cịn mark-up thể lợi nhuận mong muốn nhà sản xuất/người bán Mark-up thường thể dạng phần trăm tổng chi phí phần trăm giá bán Mối quan hệ giá bán mark-up4 giải thích sau: Giá bán = Chi phí*(1+mark-up) Thí dụ, giá bán hàng hóa 15USD chi phí sản xuất hàng hóa 12 USD, phần mark-up thí dụ (15USD-12USD)/12USD = 25% Điều có nghĩa nhà sản xuất “cộng thêm” 25% lợi nhuận mong muốn vào phần chi phí để hình thành giá bán họ Phần mak-up phần 3USD tương ứng với 25% chi phí sản xuất nên hàng hóa 48 Mark-up = (Giá bán – Chi phí)/Chi phí Gọi 𝜃𝑡 phần mark-up tính dạng phần trăm giá Phương trình (3.1) viết lại sau: 𝑓 𝑃𝑡 = 𝜃𝑡 𝐸𝑡 𝑃𝑡 (3.2) Bailliu Fujii (2004), Goldberg Campa (2005) cho phần mark-up có mối liên hệ với mức độ co giãn cầu theo giá thể áp lực cầu quốc gia nhập Áp lực cầu thường đại diện tổng sản lượng (Nogueira LeónLedesma (2011)) Do luận án này, hàm mark-up giả định hàm số phụ thuộc sản lượng nội địa: 𝜃𝑡 = 𝜃(𝑌), với Y đại diện cho mức sản lượng nội địa Goldberg Campa (2005) Nogueira León-Ledesma (2011) mở rộng giả định hàm mark-up cho doanh nghiệp phản ứng khác biệt phụ thuộc vào mức độ ổn định kinh tế vĩ mô quốc gia nhập khẩu: chẳng hạn lạm phát cao kinh tế đối mặt với khủng hoảng Theo đó, ổn định kinh tế vĩ mơ quốc gia nhập tác động lên định truyền dẫn mức độ biến động tỷ giá vào giá doanh nghiệp kịch kinh tế vĩ mô khác Do đo, hàm mark-up mở rộng có dạng sau: 𝜃𝑖 = 𝜃(𝑌, 𝐸 𝑤(𝑍) ) (3.3) Hàm mark-up theo quan điểm Goldberg Campa (2005), Nogueira LeónLedesma (2011) hàm số có dạng phi tuyến thể phản ứng doanh nghiệp trước yếu tố đại diện cho tính ổn định môi trường vĩ mô Chẳng hạn nghiên cứu Nogueira León -Ledesma (2011), tác giả giả định thông số Z đại diện cho hai trạng thái kinh tế Trạng thái kinh tế tốt đại diện mức lạm phát thấp và/hoặc mức độ tín nhiệm thị trường sách cao Trong trạng thái kinh tế xấu đại diện mức lạm phát cao và/hoặc mức độ tín nhiệm sách thấp 49 Hàm 𝜔(𝑍) xem số nhân mark-up theo cách sau: công ty thiết lập giá trước cho số thời kỳ phần mark-up tăng lên tỷ lệ lạm phát cao niềm tin thị trường vào sách trở nên Nói cách khác, mơi trường lạm phát cao khủng hoảng niềm tin hệ số ERPT tăng lên ngược lại Thế hàm mark-up phương trình (3.3) phương trình giá (3.2) lấy logarit hai vế phương trình (3.2) thu phương trình diễn tả mối quan hệ truyền dẫn biến động tỷ giá vào sau: 𝑓 𝑝𝑡ℎ = 𝛼 + 𝛽𝑒𝑡 + 𝜔(𝑍)𝑒𝑡 + 𝜑𝑦𝑡 + 𝛿𝑝𝑡 + 𝜀𝑡 (3.4) Trong đó, 𝑝𝑡ℎ giá hàng hóa thương mại tính theo đồng tiền nước nhập khẩu, 𝑒𝑡 𝑓 tỷ giá hối đoái, 𝑦𝑡 đại diện cho nhu cầu nội địa, 𝑝𝑡 đại diện cho giá hàng hóa nước ngồi (nhập khẩu) 𝛽 hệ số truyền dẫn thay đổi tỷ giá vào giá, 𝜔(𝑍) hàm phi tuyến thể phần truyền dẫn tỷ giá bị ảnh hưởng trạng thái biến Z Trong phương trình (3.4), hệ số 𝛽 thể mức độ truyền dẫn trực tiếp tỷ giá vào mức giá nhận giá trị từ đến Nếu 𝛽 = 1, truyền dẫn tỷ giá gọi hoàn toàn, nghĩa giá bán tính theo đồng nội tệ thể đầy đủ biến động tỷ giá đầu vào Điều thường xuất tình cơng ty nhập định giữ nguyên phần mark-up mình, giá hàng hóa tính đồng tiền nhà nhập thay đổi lượng mức thay đổi tỷ giá, chiến lược thường gọi thiết lập giá đồng tiền nhà sản xuất (Producer currency pricing – PCP) Nếu 𝛽 = 0, truyền dẫn tỷ giá không xảy ra, điều có nghĩa giá bán tính theo đồng nội tệ giữ nguyên không đổi bất chấp tỷ giá thay đổi Điều thường xảy công ty xuất định điều chỉnh giá bán cách giảm phần mark-up họ tương ứng với phần thay đổi tỷ giá, cho giá hàng hóa quy sang đồng tiền quốc gia nhập giữ nguyên không đổi, chiến lược thường gọi thiết lập giá đồng tiền địa phương (Local-currency pricing – LCP) Nếu < 𝛽 < 1, truyền dẫn tỷ giá gọi khơng hồn tồn, điều có nghĩa giá bán tính theo đồng nội tệ điều 50 chỉnh hấp thụ phần biến động tỷ giá, phần lại trung hòa phần mark-up nhà xuất Lập luận cho thấy mức độ truyền dẫn thay đổi tỷ giá giá phụ thuộc vào chiến lược định giá doanh nghiệp Tùy theo xu hướng doanh nghiệp nghiêng chiến lược định giá theo đồng tiền nhà xuất hay theo đồng tiền nhà nhập làm thay đổi độ lớn mức độ truyền dẫn trực tiếp 𝛽 Các nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá có cịn thấy hành vi định giá doanh nghiệp không phụ thuộc độc vào điều kiện cầu quốc gia nhập mà liên quan đến nhiều yếu tố vĩ mô khác Chẳng hạn nghiên cứu Taylor (2000) mơi trường lạm phát có ảnh hưởng đến chiến lược định giá doanh nghiệp ảnh hưởng đến quy mô ERPT Tác giả cho thấy mơi trường lạm phát ổn định, ERPT thấp so với thời kỳ lạm phát cao, mơi trường lạm phát ổn định khiến cho nhà xuất chấp nhận chiến lược định giá đồng tiền địa phương nhà nhập (LCP) Các cơng ty xuất hấp thụ thay đổi tỷ giá cách điều chỉnh phần mark-up từ dẫn tới mức truyền dẫn thấp Cịn thị trường nhập có mức lạm phát cao, nhà xuất thay đổi chiến lược định giá họ sang chiến lược định giá đồng tiền nhà sản xuất/xuất (PCP), điều làm hệ số truyền dẫn cao Một yếu tố quan trọng khác tác động lên chế truyền dẫn tỷ giá chu kỳ kinh tế Trạng thái chu kỳ kinh tế ảnh hưởng đến truyền dẫn thay đổi tỷ giá vào giá Nghiên cứu Goldfajn Werlang (2000) doanh nghiệp sẵn lòng truyền dẫn phần gia tăng chi phí tỷ giá thay đổi vào giá bán kinh tế tăng trưởng so với kinh tế rơi vào suy thối Ngồi ra, công ty xuất điều chỉnh giá liên quan đến độ lớn xu hướng dịch chuyển tỷ giá Chẳng hạn, nhà xuất giá họ khơng thay đổi tỷ giá thay đổi nhỏ vấn đề chi phí thực đơn Họ thay đổi giá họ tỷ giá biến động mức ngưỡng Vì vậy, tỷ giá biến 51 động nhỏ lớn gây ảnh hưởng khác biệt lên định điều chỉnh giá bán ảnh hưởng lên mức độ truyền dẫn tỷ giá (Knetter (1994), Gil-Pareja (2000), Pollard Coughlin (2004) nhiều nghiên cứu khác) Cuối cùng, độ mở thương mại quốc gia ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn tỷ giá thông qua hành vi điều chỉnh giá doanh nghiệp Độ mở thương mại ảnh hưởng chiều ngược chiều lên mức độ truyền dẫn tùy thuộc vào kênh truyền dẫn trực tiếp hay gián tiếp chiếm ưu (Ca’Zorzi cộng (2007)) Dựa theo sau phân tích trên, thấy chiến lược định giá doanh nghiệp xuất phụ thuộc phần vào điều kiện vĩ mơ cụ thể nước nhập Do đó, luận án tác giả kế thừa mở rộng yếu tố hàm 𝜔(𝑍) bao gồm yếu tố vĩ mô mức lạm phát, mức độ biến động tỷ giá, độ bất ổn tỷ giá, chu kỳ kinh tế độ mở thương mại Hàm 𝜔(𝑍) thể phần chuyển tiếp thay đổi tỷ giá vào mức giá nội địa điều kiện vĩ mô cụ thể kinh tế Tùy thuộc vào kịch cụ thể kinh tế mà công ty định quy mô chuyển tiếp phần thay đổi tỷ giá vào giá Trong luận án này, tác giả giả sử nhân tố vĩ mô ảnh hưởng lên phần markup doanh nghiệp theo hướng phi tuyến Do đó, tác giả giả định tồn mức ngưỡng M* phân chia kinh tế thành trạng thái Ví dụ, yếu tố vĩ mơ mức độ lạm phát kinh tế chia thành trạng thái: môi trường lạm phát cao môi trường lạm phát thấp 𝜔 (𝑍 ) = { 0, 𝑘ℎ𝑖 𝑍 ≤ 𝑀∗ 𝜙, 𝑘ℎ𝑖 𝑍 ≥ 𝑀∗ (3.5) Theo phương trình (3.4) (3.5), mức độ truyền dẫn khác tùy thuộc vào biến số vĩ mô Z nằm hay mức ngưỡng Nếu quốc gia nhập có biến số vĩ mơ có giá trị nhỏ (nhỏ 𝑀∗ ) hệ số truyền dẫn ERPT 𝛽 Nếu biến số vĩ mô quốc gia nhập đạt mức giá trị cao mức ngưỡng hệ số ERPT 𝛽 + ∅ Chúng ta thấy ERPT khác tùy thuộc vào yếu tố đại diện cho 52 trạng thái kinh tế vĩ mô nằm hay mức ngưỡng Điểm mạnh phương trình (3.5) tách hành vi chuyển tiếp thay đổi tỷ giá vào giá nội địa điều kiện vĩ mô khác nhau, qua thấy ảnh hưởng môi trường vĩ mô lên quy mô truyền dẫn tỷ giá Cuối cùng, có điều quan trọng cần lưu ý chuyển tiếp từ trạng thái sang trạng thái khác giả định trơn (mượt) Giả định cần thiết vì, xét góc độ vi mơ doanh nghiệp phản ứng nhanh chậm, phản ứng không phản ứng trước cú sốc tỷ giá, giá bán thị trường thay đổi khác Cho nên xem xét góc độ tổng thể doanh nghiệp kinh tế thấy phản ứng doanh nghiệp trước cú sốc nhanh chóng mà diễn từ từ Phản ứng từ từ làm cho mức giá kinh tế thay đổi từ từ kinh tế chuyển từ trạng thái sang trạng thái khác tiếp cận theo mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn phù hợp Lấy sai phân phương trình (3.4) để tính thay đổi số giá hàng hóa thương mại, có: 𝑓 ∆𝑝𝑡 = (𝛽 + 𝜔(𝑍))∆𝑒𝑡 + 𝛿∆𝑦𝑡 + 𝜑∆𝑝𝑡 (3.6) Để phân tích ảnh hưởng thay đổi tỷ giá vào giá tiêu dùng sử dụng số giá tiêu dùng tổng hợp sau: 𝑃𝐶𝑃𝐼 = 𝑃𝐻∅ 𝑃𝑇1−∅ (3.7) Trong 𝑃𝐶𝑃𝐼 số giá tiêu dùng, H đại diện cho hàng hóa phi thương mại (chỉ sử dụng nội địa), T hàng hóa thương mại ∅ hệ số chặn thể tỷ trọng tham gia loại hàng hóa số giá tiêu dùng tổng hợp Lấy log phương trình số (3.7) thu cơng thức tính mức lạm phát kinh tế π đo lường phần trăm thay đổi số giá tiêu dùng sau: 𝜋 = ∅𝜋𝐻 + (1 − ∅)𝜋 𝑇 (3.8) 53 Để thể hành vi qn tính tính ì lạm phát, theo nghiên cứu McAdam Wilman (2004), tác giả sử dụng độ trễ tính mức lạm phát giá hàng hóa thương mại phi thương mại, có: 𝜋(𝐻)𝑡 = 𝜎𝜋(𝐻)𝑡−1 + 𝜏∆𝑦𝑡 (3.9) 𝑓 𝜋(𝑇)𝑡 = 𝜎𝜋(𝑇)𝑡−1 + [𝛽 + 𝜔(𝑍)]∆𝑒𝑡 + 𝛿∆𝑦𝑡 + 𝜑∆𝑝𝑡 (3.10) Phương trình (3.9) cho thấy giá hàng hóa phi thương mại chịu ảnh hưởng với chênh lệch sản lượng mức lạm phát khứ Trong giá hàng hóa thương mại phương trình (3.10) phụ thuộc vào nhiều yếu tố như: lạm phát khứ, tỷ giá hối đoái, chênh lệch sản lượng giá nước ngồi Khi thay phương trình đo lường lạm phát hàng hóa thương mại phi thương mại vào phương trình (3.9), thu được: 𝑓 𝜋𝑡 = ∅[𝜎𝜋(𝐻)𝑡−1 + 𝜏∆𝑦𝑡 ] + (1 − ∅)[𝜎𝜋(𝑇)𝑡−1 + [𝛽 + 𝜔(𝑍)]∆𝑒𝑡 + 𝛿∆𝑦𝑡 + 𝜑∆𝑝𝑡 ] (3.11) Sắp xếp lại phương trình (3.11) có phương trình thể mối quan hệ lạm phát thành phần sau:5 𝑓 𝜋𝑡 = 𝜎𝜋𝑡−1 + [(1 − ∅)𝛿 + ∅𝜏]∆𝑦𝑡 + (1 − ∅)𝜑∆𝑝𝑡 + (1 − ∅)[𝛽 + 𝜔(𝑍)]∆𝑒𝑡 (3.12) Phương trình (3.12) gọi đường cong Phillips có xem xét yếu tố khứ (backward-looking) 3.2 Phương pháp nghiên cứu Luận án sử dụng phân tích định lượng nhằm cung cấp chứng mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá với yếu tố thuộc môi trường vĩ mô Việt Nam thông qua mơ hình thực nghiệm dạng phi tuyến Luận án sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn để nghiên cứu mối liên hệ truyền dẫn tỷ giá trạng thái vĩ mô khác kinh tế, cách tiếp Vì 𝜋 = ∅𝜋𝐻 + (1 − ∅)𝜋𝑇 nên ∅𝜎𝜋(𝐻)𝑡−1 + (1 − ∅)𝜎𝜋(𝑇)𝑡−1 = 𝜎[∅𝜋(𝐻)𝑡−1 + (1 − ∅)𝜋(𝑇)𝑡−1 ] = 𝜎𝜋𝑡−1 54 tương đồng phương thức sử dụng nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá Herzberg cộng (2003), Nogueira León-Ledesma (2008), Cheikh (2012) Shintani cộng (2013) Junttila Korhonen (2012) cho mô hình ngưỡng (Threshold regression model) phù hợp với doanh nghiệp tình tổng hợp doanh nghiệp đại diện cho kinh tế nên sử dụng mơ hình phi tuyến trơn Sự tương tác yếu tố cấp độ vi mô tạo nên phản ứng không đồng tất doanh nghiệp trước cú sốc tỷ giá nguồn gốc tiềm tàng lý giải cho trình chuyển tiếp mức giá từ trạng thái sang trạng thái khác cấp độ vĩ mô Bởi tồn khác biệt lớn việc định doanh nghiệp hồn cảnh vĩ mơ khác biệt kinh tế Tuy nhiên, trạng thái kinh tế vượt qua mức ngưỡng doanh nghiệp nhận thấy điều chỉnh giá mình, cú sốc từ từ lan tỏa cấp độ vi mô, cuối nhiều doanh nghiệp điều chỉnh giá họ kéo theo mức giá chung kinh tế thay đổi Vì lý đó, tác giả sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn nghiên cứu thay cho mơ hình hồi quy ngưỡng thơng thường nhằm đo lường tốt hành vi định giá không đồng doanh nghiệp kinh tế Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn dùng thuật tốn tìm kiếm lưới “grid search” Hansen (1999) để tìm kiếm mức ngưỡng phù hợp biến vĩ mô quan tâm sau ước tính hệ số truyền dẫn cho giai đoạn biến thị trạng thái kinh tế nằm hay mức ngưỡng 3.2.1 Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn Tác giả thực quy trình xây dựng, ước lượng kiểm định mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) theo Dijk cộng (2002) Teräsvirta (2006) để thực nghiên cứu luận án Bởi mục tiêu luận án nhằm đánh giá ảnh hưởng biến đại diện cho môi trường vĩ mô lên hệ số truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát, hay nói cách khác q trình truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát thay đổi 55 yếu tố đại diện cho môi trường vĩ mô thay đổi, nên mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn phù hợp với mục tiêu nghiên cứu luận án Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) khởi xướng Bacon Watts (1971) mô hình hồi quy chuỗi thời gian phi tuyến, mơ hình xem khái quát hóa cho mơ hình hồi quy chuyển tiếp (switching regression) phát triển trước Quandt (1958) Mơ hình STR cho phép hệ số ước lượng thay đổi liên quan đến hành vi chuyển đổi trạng thái Mơ hình STR mơ tả hai mơ hình tuyến tính bình qn trọng số, với trọng số xác định giá trị hàm chuyển tiếp (Nogueira Ln-Ledesma (2011)) Mơ hình STR tổng qt xác định sau 𝑦𝑡 = 𝜙′𝑧𝑡 + 𝜃′𝑧𝑡 𝐺(𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐) + 𝑢𝑡 = [𝜙 + G(s𝑡; 𝛾, 𝑐)]′z𝑡 + 𝑢𝑡, (3.13) với 𝑡 = 1, , 𝑇 Trong đó:  z𝑡 tập hợp biến giải thích, bao gồm biến trễ biến nội sinh biến ngoại sinh;  𝜙 = (𝜙0, 𝜙1, … , 𝜙k)′ 𝜃 = (𝜃0, 𝜃1, … , 𝜃k)′ véc-tơ tham số với (k + 1)×1  𝑢𝑡 sai số tuân theo quy luật phân phối chuẩn;  G(s𝑡; 𝛾, 𝑐) hàm biến chuyển tiếp s𝑡 bị chặn khoảng (0,1); hàm số liên tục vị trí khơng gian tham số giá trị 𝑠𝑡;  Biến chuyển tiếp st thành tố zt giả định biến trễ nội sinh (st = yt-d) biến ngoại sinh (st = xkt), có mức độ trễ (delay) d  𝛾 tham số độ dốc (chỉ tốc độ hàm chuyển tiếp), 𝛾 nhỏ trình chuyển tiếp mượt (smooth) cịn 𝛾 nhận giá trị lớn trình chuyển tiếp đột ngột 56  𝑐 tham số ngưỡng, tham số ngưỡng cho biết vị trí mà trình chuyển tiếp xảy Mơ hình (3.13) hiểu mơ hình tuyến tính với hệ số hồi quy biến đổi ngẫu nhiên theo thời gian tùy thuộc vào giá trị 𝑠𝑡 Có hai dạng hàm chuyển tiếp Nếu hàm chuyển tiếp hàm logistic (LSTR) có dạng tổng quát −1 𝐺 (𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐 ) = (1 + 𝑒𝑥𝑝{−𝛾 ∏𝐾 𝑘=1(𝑠𝑡 − 𝑐𝑘 )}) , >0 (3.14) Khi phương trình hồi quy mơ tả sau: { 𝑦𝑡 = ∅′ 𝑥𝑡 + 𝜃 ′ 𝑥𝑡 𝐺 (𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐 ) + 𝑢𝑡 −1 𝐺 (𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐 ) = (1 + 𝑒𝑥𝑝{−𝛾 ∏𝐾 𝑘=1(𝑠𝑡 − 𝑐𝑘 )}) (3.15) Các lựa chọn phổ biến thực nghiệm K K=1 K=2 Các lựa chọn phổ biến K = K = Đối với K = 1: tham số ∅ + 𝜃𝐺(𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐)thay đổi đơn điệu hàm 𝑠𝑡 từ ∅ đến ∅ + 𝜃 Mơ hình thu gọi LSTR1 tồn ngưỡng, mơ hình biểu thị cho trạng hành vi bất đối xứng (asymmetry), tức biến phụ thuộc thay đổi biến chuyển tiếp giá trị ngưỡng Đối với K = 2: hàm chuyển tiếp trở thành hàm bậc 2, theo hàm chuyển tiếp G2 xứng quanh giá trị (c1+c2)/2 lim G  G2 không 0; giá trị tối thiểu s t  G2 nằm 0,5 Hàm chuyển tiếp có dạng: 𝐺 (𝑧𝑡 ; 𝛾, 𝑐 ) = 1+exp{−𝛾(𝑧𝑡 −𝑐1 )(𝑧𝑡 −𝑐2 )} với 𝛾 > 0, 𝑐1 ≠ 𝑐2 (3.16) Mơ hình LSTR2 phù hợp để diễn tả thay đổi nhỏ lớn biến chuyển tiếp 𝑠𝑡 quanh giá trị ngưỡng ảnh hưởng đến biến phụ thuộc 57 Hình 3.1 : Hàm chuyển tiếp LSTR1 với c = Nguồn: Kavkler cộng (2007) Hình 3.2: Hàm chuyển tiếp LSTR2 với c = -1 c = Nguồn: Kavkler cộng (2007) Nếu hàm chuyển tiếp dạng hàm mũ (ESTR): Hàm chuyển tiếp dạng mũ có phương trình tổng qt sau: 𝐺 (𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐 ) = − exp{−𝛾(𝑠𝑡 − 𝑐)2 }, 𝛾 > Khi phương trình hồi quy mô tả sau: (3.17) 58 { 𝑦𝑡 = ∅′ 𝑥𝑡 + 𝜃 ′ 𝑥𝑡 𝐺 (𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐 ) + 𝑢𝑡 𝐺 (𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐 ) = − exp{−𝛾(𝑠𝑡 − 𝑐)2 }, γ > (3.18) Hàm chuyển tiếp G mơ hình ESTR hàm đơn điệu đối xứng quanh giá trị 𝑠𝑡 = 𝑐 Khi 𝛾 có giá trị nhỏ trung bình đồ thị hàm ESTR tương tự hàm LSTR2, nhiên điểm cực tiểu hai hàm khác Hình 3.3: Hàm chuyển tiếp ESTR với c = Nguồn: Kavkler cộng (2007) Như giải thích Christopoulos Ln-Ledesma (2010) hai mơ hình, tham số c giải thích ngưỡng hai chế tương ứng với G(s𝑡; 𝛾, 𝑐) = G(s𝑡; 𝛾, 𝑐) = Đối với mơ hình LSTR, hệ số phi tuyến có giá trị khác phụ thuộc vào việc biến chuyển tiếp thấp hay cao giá trị ngưỡng Vì vậy, hệ số 𝜙′ + 𝜃′G(s𝑡; 𝛾, 𝑐) thay đổi cách từ từ hàm số st từ 𝜙′ đến 𝜙′ + 𝜃′ Với ý nghĩa này, (st – c) → -∞ , G(st; γ, c) → hệ số trở thành 𝜙′, (st – c) → +∞ , G(st; γ, c) → hệ số (𝜙′ + 𝜃′) ; st = c, G(st; γ, c) = 1/2 hệ số (𝜙′ + 𝜃′ )/2 Mơ hình LSTR có chuyển tiếp diễn từ từ (mượt) hai chế Một đặc điểm mơ hình LSTR γ → ∞, mơ hình 59 LSTR trở thành mơ hình hồi quy ngưỡng, với chuyển tiếp diễn đột ngột Nếu γ → hàm chuyển tiếp G(st; γ, c) ≡ mơ hình LSTR trở thành mơ hình hồi quy tuyến tính Trong mơ hình ESTR thay đổi hệ số hồi quy phụ thuộc vào biến chuyển tiếp xa hay gần giá trị ngưỡng, chênh lệch (st – c) dương hay âm Do đó, hàm chuyển tiếp lũy thừa G(st; γ, c) → (st – c) → ±∞ hệ số 𝜙′ + 𝜃′ Và (st = c), G(st; γ, c) ≡ 0và hệ số trở thành 𝜙′ Một hạn chế kỹ thuật ESTR γ → ∞ γ → , mơ hình trở thành tuyến tính khơng lồng mơ hình ngưỡng (với trình chuyển đổi đột ngột) trường hợp đặc biệt 3.2.2 Quy trình xây dựng mơ hình STR Quy trình xây dựng mơ hình STR gồm giai đoạn theo đề xuất Dijk Franses (2002) sau: Bước 1: Thiết lập mơ hình hồi quy tuyến tính tảng lý thuyết nghiên cứu thực nghiệm liên quan Thực kiểm định giả thuyết tuyến tính mơ hình tảng ban đầu (giả thuyết H0: mơ hình tuyến tính, H1: Mơ hình tồn dạng phi tuyến) Khi giả thuyết phi tuyến chấp nhận tiến hành chọn biến chuyển tiếp st phù hợp để hình thành hàm chuyển tiếp G Bước 2: Ước lượng tham số mơ hình với hàm chuyển tiếp có Bước 3: Đánh giá chất lượng mơ hình 3.2.2.1 Thiết lập mơ hình Đầu tiên xây dựng mơ hình tuyến tính thể mối quan hệ biến nghiên cứu làm tảng phân tích, mơ hình xây dựng dựa lý thuyết kinh tế nghiên cứu thực nghiệm có Nghiên cứu tập trung nghiên cứu ảnh hưởng tỷ giá vào lạm phát dựa theo điều kiện vĩ mô khác nên tác giả sử dụng lớp mơ hình hồi quy bội chiều bỏ qua tương tác qua lại 60 biến Với mục tiêu luận án tác giả sử dụng mơ hình ARDL(p,q) làm mơ hình sở cách thức Faryna (2016) Mơ hình tự hồi quy ARDL(p,q) với p q độ trễ tương ứng biến phụ thuộc biến độc lập Độ trễ phù hợp chọn vào giá trị AIC, BIC, Ljung-Box statistic Hình 3.4: Quy trình bước ước lượng mơ hình STR Bước Thiết lập mơ hình hồi quy sở mơ hình ARDL(p,q) để tìm độ trễ tối ưu dựa theo tiêu chuẩn AIC Bước tuân theo cách thức Faryna (2016) Bước Lần lượt chạy mơ hình hồi quy sở chọn bước với giá trị trễ biến chuyển tiếp tiềm theo kiểu mô hình chuyển tiếp trơn (STR) với giả định mơ hình tồn mối quan hệ phi tuyến Bước Kiểm tra giả định phi tuyến mơ hình thu bước 2, đồng thời xác định dạng hàm chuyển tiếp trơn hàm logic hay hàm mũ Bước tuân theo thủ tục Luukkonen cộng (1988) Bước Kiểm định mơ hình thu bước xem phần dư mơ hình có chứa thành phần phi tuyến không? Bước tuân theo đề xuất Dijk cộng (2002) Bước 5.1 Nếu khơng cịn phần phi tuyến, mơ hình kiểm tra tương quan chuỗi, phương sai thay đổi sau ước lượng tham số hồi quy, tiến hành phân tích kết Bước 5.2 Nếu phần dư mơ hình cịn phần phi tuyến, loại bỏ mơ hình Tiếp tục kiểm định mơ hình khác thu bước Nguồn: tác giả tự tổng hợp 61 Sau đó, thực thủ tục kiểm định tính phi tuyến mơ hình lựa chọn để xem có tồn mơi quan hệ phi tuyến hay khơng Sau dựa giá trị thống kê để định dạng hàm chuyển tiếp trơn logistic (LSTR) hay dạng hàm mũ (ESTR) Kiểm định tính phi tuyến thủ tục quan trọng bậc quy trình xây dựng lớp mơ hình STR Nếu kết kiểm định cho thấy khơng có tồn tính phi tuyến quy trình xây dựng mơ hình dừng lại, mơ hình nghiên cứu trở dạng tự hồi quy tuyến tính truyền thống Mơ hình STR cụ thể phụ thuộc theo dạng hàm chuyển tiếp Mơ hình LSTR1: 𝐺 = (1 + exp{−𝛾 (𝑠𝑡 − 𝑐 )})−1 Mơ hình LSTR2: G = (1 + exp{−𝛾 ∏2𝑘=1(𝑠𝑡 − 𝑐𝑘 )})−1 Mơ hình ESTR: 𝐺 = (1 − exp{−𝛾(𝑠𝑡 − 𝑐)2 }) Có hai khả xảy việc kiểm định tính phi tuyến mơ hình tuyến tính tảng Nếu giả thuyết H0 ban đầu (mơ hình khơng có tính phi tuyến) bị bác bỏ mơ hình mơ hình phi tuyến, cịn giả thuyết H0 chấp nhận mơ hình tuyến tính Kết dùng để bác bỏ giả thuyết gốc giá trị xác suất (p_value) mơ hình STR có bác bỏ mạnh mơ hình lựa chọn Giả thuyết mơ hình tuyến tính ban đầu biểu thị sau: Ho: 𝛾 = Việc kiểm định trở nên phức tạp tham số 𝑐𝑘 , ∅𝑗 không xác định, điều làm cho lý thuyết thống kê truyền thống khơng có sẵn phân phối tiệm cận hệ số kiểm định, khiến giá trị kiểm định phân phối trở nên khơng chuẩn, giá trị tới hạn khơng có sẵn 62 Kiểm định tính tuyến tính Theo Luukkonen cộng (1988) thay hàm chuyển tiếp G(𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐) cách triển khai chuỗi xấp xỉ Taylor bậc xung quanh giả thiết gốc  = Xem xét mơ hình STR tổng qt sau: 𝑦𝑡 = 𝑥𝑡′ ∅1 + 𝐺 (𝑠𝑡 ; 𝜃)𝑥𝑡′ ∅2 + 𝜀𝑡 (3.19) Với 𝑥𝑡 véc tơ biến giải thích Nếu mơ hình ESTR 𝜃 = 𝛾 LSTR 𝜃 = (𝛾, 𝑐)′ Phương trình hồi quy phụ triển khai xấp xỉ Taylor cho hàm chuyển tiếp với  = có dạng: 𝑦𝑡 = 𝑥𝑡′ 𝛽0 + 𝑥𝑡′ 𝑠𝑡 𝛽1 + 𝑥𝑡′ 𝑠𝑡2 𝛽2 + 𝑥𝑡′ 𝑠𝑡3 𝛽3 + 𝑒𝑡 (3.20) Nếu mô hình tồn biến 𝛽𝑗 ≠ (j = 1, 2, 3) tồn tượng phi tuyến mơ hình Như thay kiểm định tính phi tuyến ban đầu mơ hình lựa chọn thay kiểm định giả thuyết gốc là: 𝐻𝑜: 𝛽1 = 𝛽2 = 𝛽3 = ̃0 phần dư phương trình (3.20) với ràng buộc 𝛽1 = 𝛽2 = Đặt 𝑒̃𝑡 = 𝑦𝑡 − 𝑥𝑡′ 𝛽 𝛽3 = 𝑒̂𝑡 phần dư từ hồi quy đầy đủ phương trình (3.20) Theo hệ số kiểm định Larange Multiplier (LM) tính sau: 𝐿𝑀 = 𝑇(𝑆𝑆𝑅0 − 𝑆𝑆𝑅1 ) 𝑆𝑆𝑅0 Với 𝑆𝑆𝑅0 = ∑ 𝑒̃𝑡2 tổng bình phương phần dư thu sau hồi quy 𝑦𝑡 theo 𝑥𝑡 , 𝑆𝑆𝑅1 = ∑ 𝑒̂𝑡2 tổng bình phương phần dư thu sau thực hồi quy phụ Kiểm định LM-test tuân theo phân phối quy luật phân phối 2 với bậc tự 3(2N+1) Theo Luukkonen cộng (1988), kiểm định theo phân phối 2 hạn chế tình mẫu nhỏ, kết LM-tets đáng tin cậy tình mẫu lớn Vì vậy, F-test Luukkonen cộng (1988), Teräsvirta (2006) đề nghị thay 63 cho LM-test tình cỡ mẫu vừa nhỏ, thống kê F có bậc tự 3(2N+1) [T-4(2N-1)] Giá trị tính tốn thống kê F là: 𝐹𝐿 = (𝑆𝑆𝑅0 − 𝑆𝑆𝑅1 )/3(2𝑁 + 1) 𝑆𝑆𝑅1 /(𝑇 − 4(2𝑁 + 1)) Lựa chọn dạng mơ hình STR Sau thực kiểm định tính phi tuyến cho mơ hình ARDL(p,q) Bước chọn dạng hàm chuyển tiếp mơ hình tồn tính phi tuyến Việc lựa chọn mơ hình LSTR hay ESTR dựa theo kết kiểm định mơ hình hồi quy (3.20) Cụ thể c = 𝛽2 = mơ hình LSTR1 lựa chọn Nếu 𝛽1 = 𝛽2 = mơ hình LSTR2 ESTR lựa chọn Teräsvirta (2006) đưa đề xuất thứ tự kiểm định tham số 𝛽 sau: Kiểm định giả thuyết không (H04): 𝛽3 = Kiểm định H03: 𝛽2 = 0|𝛽3 = Kiểm định H02: 𝛽1 = 0|𝛽2 = 𝛽3 = Cả giả thiết kiểm định dựa theo F-test chúng có ký hiệu F4, F3 F2 Nếu kiểm định H03 có mức độ bác bỏ mạnh dựa theo giá trị p-value mơ hình chọn LSTR2 ESTR Trong trường hợp cịn lại chọn mơ hình LSTR1 Để lựa chọn LSTR2 ESTR, thực bổ sung thêm kiểm định giả thiết là: H0: c1 = c2 ;H1: c1 ≠ c2 Nếu H0 chấp nhận chọn LSTR2 ngược lại chọn mơ hình ESTR Theo Dijk cộng (2002) với hỗ trợ máy móc nên định thông thực hành không quan trọng Chúng ta ước lượng mơ hình đồng thời mơ hình LSTR ESTR, sau lựa chọn mơ hình phù hợp dựa thủ tục kiểm định giá trị sai lệch (misspecification test) Trong thực tế q trình chọn lựa mơ hình trở nên nhạy cảm kết kiểm định không cung cấp lựa chọn rõ ràng 64 loại mô hình này, p_value kiểm định bên giả thuyết H03 bên lại H02 H04 gần Tuy nhiên, việc đưa ra p_value giai đoạn lựa chịn mơ hình cần thiết, định thật mơ hình phải đợi đến bước đánh giá mơ hình đáng tin cậy 3.2.2.2 Ước lượng tham số mơ hình STR Sau chọn dạng mơ hình STR phù hợp, thực ước lượng tham số mơ hình STR Các tham số mơ hình STR ước lượng phương pháp bình phương nhỏ phi tuyến (NLS) thông qua hàm ước lượng điều kiện cực đại (conditional maximum likelihood), kỹ thuật cung cấp giá trị ước tính vững tiệm cận giá trị trung bình Dijk cộng (2002) phân tích rằng, giả định sai số có phân phối chuẩn, NLS tương đương với maximum likelihood Mặt khác, ước lượng kỹ thuật NLS giải thích ước lượng maximum likelihood Việc tìm giá trị khởi đầu khởi đầu  c đóng vai trị quan trọng bước Lý thuyết mơ hình STR gợi ý xây dựng cấu trúc mạng lưới tìm kiếm “grid search” để ước tính  c Giá trị “grid search” ban đầu  thiết lập từ đến 100 tăng đơn vị qua lần lặp lại, c ước tính cho tất giá trị xếp hạng biến chuyển tiếp 𝑠𝑡 Với giá trị  c tổng bình phương phần dư tính Giá trị có với tổng bình phương nhỏ lựa chọn giá trị khởi đầu cho thủ tục NLS Thủ tục gia tăng xác hệ số ước tính đảm bảo thuật tốn hội tụ NLS nhanh Hệ số chuyển tiếp  chuẩn hóa cách chia cho độ lệch chuẩn mẫu biến chuyển tiếp 𝑠𝑡 , gọi 𝜎̂𝑠 Hàm chuyển tiếp thành: 𝛾 𝐺 (𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐 ) = { [1 + exp (− (̂ ) (𝑠𝑡 − 𝑐 ))]−1 𝑐ℎ𝑜 ℎà𝑚 𝐿𝑜𝑔𝑖𝑠𝑡𝑖𝑐 𝜎𝑠 𝛾 (3.21) 2) − exp(− (̂ ) (𝑠𝑡 − 𝑐) 𝑐ℎ𝑜 ℎà𝑚 𝑚ũ 𝜎𝑠 3.2.2.3 Đánh giá chất lượng mơ hình Mơ hình phi tuyến sau ước lượng xong cần phải kiểm định để xem xét xem mơ hình STR thu có bị bỏ sót thành phần phi tuyến hay khơng khơng 65 có/khơng tự tương quan Kiểm định LM-test dùng để kiểm định phần dư khơng có tượng tự tương quan, kiểm định LM-type để kiểm tra khơng cịn hiệu ứng ARCH Jarque-Bera cho phân phối chuẩn Eitrheim Terasvirta (1996) gợi ý thêm kiểm định dạng LM: kiểm định LM cho khơng cịn phần phi tuyến kiểm định LM cho hệ số ước tính ổn định Kiểm định khơng cịn tự tương quan: Để kiểm định phần dư khơng cịn tự tương quan luận án sử dụng kiểm định Godfrey (1978) sau: Giả định M(𝑠𝑡 ; 𝜑) có sai phân liên tục bậc hai tham số không gian mẫu 𝑦𝑡 = 𝑀(𝑠𝑡 ; 𝜑) + 𝑢𝑡 , với t=1,…,T, 𝑢𝑡 =𝛿 ′ 𝑣𝑡 , 𝛿 = (𝛿1 , … , 𝛿𝑞 )′ , 𝑣𝑡 = (𝑢𝑡−1 , … , 𝑢𝑡−𝑞 )′ 𝑢𝑡 ~𝑖𝑖𝑑𝑁(0, 𝜎 ) H0: khơng có tự tương quan phần sai số (𝛿 = 0) H1: có tự tương quan bậc q 𝑢𝑡 Godfrey (1978) đề xuất sử dụng kiểm định LM để thực Đầu tiên tiến hành hồi quy phần dư 𝑢̃𝑡 mơ hình STR trễ phần dư 𝑢̃𝑡−1 , … , 𝑢̃𝑡−𝑞 đạo hàm riêng phần tham số mơ hình đánh giá mứ giá trị tối đa 𝜑 = 𝜑′ Gọi l số lượng tham số mơ hình Hệ số kiểm định: 𝑆𝑆𝑅0 − 𝑆𝑆𝑅1 } 𝑞 = {𝑆𝑆𝑅1 (𝑇 − 𝑙 − 𝑞)} { 𝐹𝐿𝑀 Với: 𝑆𝑆𝑅0 tổng bình phương phần sư mơ hình, 𝑆𝑆𝑅1 tổng bình phương phần dư mơ hình hồi quy phụ Hệ số kiểm định có phân phối xấp xỉ phân phôi F với bậc tự q T – l – q Kiểm định phần dư cịn lại khơng cịn phần phi tuyến Sau ước tính hệ số mơ hình STR, câu hỏi quan trọng đặt liệu có phần phi tuyến cịn sót lại chưa đưa vào mơ hình hay 66 khơng? Kiểm định giả định phần phi tuyến lại tiếp tục dạng STR Do đó, mơ hình hồi quy phụ xem xét sau: 𝑦𝑡 = ∅′ 𝑥𝑡 + ∅′ 𝑥𝑡 𝐺 (𝑠1𝑡 ; 𝛾1 , 𝑐1 ) + 𝜑′ 𝑥𝑡 𝐻 (𝑠2𝑡 ; 𝛾2 , 𝑐2 ) + 𝑢𝑡 (3.22) Trong 𝐻 (𝑠2𝑡 ; 𝛾2 , 𝑐2 ) hàm chuyển tiếp khác 𝑢𝑡 ~𝑖𝑖𝑑 𝑁(0, 𝜎 ) Giả sử 𝐻 (𝑠2𝑡 ; 0, 𝑐2 ) = 0, nghĩa giả thiết H0: 𝛾2 =0 Giả thiết không mang ý nghĩa không tồn phần phi tuyến Mô hình cịn phần phi tuyến giả thiết bị bác bỏ Kiểm định trở thành toán tìm cách xấp xỉ hàm H theo triển khai Taylor mở rộng với 𝛾2 =0 Giả sử, Taylor bậc 3, dẫn đến mơ hình phụ sau: 𝑦𝑡 = 𝛽0′ 𝑥𝑡 + ∅′ 𝑥𝑡 𝐺 (𝑠1𝑡 ; 𝛾1 , 𝑐1 ) + 𝑥𝑡′ 𝑠𝑡1 𝛽1 + 𝑥𝑡′ 𝑠𝑡2 𝛽2 + 𝑥𝑡′ 𝑠𝑡3 𝛽3 + 𝑢∗ 𝑡 (3.23) Với 𝑢𝑡∗ = 𝑢𝑡 + 𝜑′ 𝑥𝑡 𝑅3 (𝑠2𝑡 ; 𝛾2 , 𝑐2 ), với 𝑅3 phần lại từ xấp xỉ đa thức Nếu ∅ = (3.23) trở thành (3.22) Sau xấp xỉ đa thức, giả thiết không trở thành: H0: 𝛽1 = 𝛽2 = 𝛽3 = Kiểm định hệ số ước tính ổn định: Kiểm định dùng để kiểm tra giả thuyết không ổn định hệ số ước tính ngược lại với giả thuyết đối thay đổi trơn tiếp tục diện hệ số Đối với kiểm định này, cần viết lại mơ hình (3.13) sau: 𝑦𝑡 = 𝛽(𝑡)′ 𝑧𝑡 + ∅(𝑡)′ 𝑧𝑡 𝐺 (𝑠1𝑡 ; 𝛾1 , 𝑐1 ) + 𝑢𝑡 (3.24) Trong đó: 𝛽(𝑡)′ = 𝛽 + 𝜆𝛽 + 𝐻𝜙 (𝛾𝛽 , 𝑐𝛽 , 𝑡 ∗ ) 𝜙(𝑡)′ = 𝜙 + 𝜆𝜙 + Η𝜙 (𝛾𝜙 , 𝑐𝜙 , 𝑡 ∗ ) với 𝑡 ∗ = 𝑡/𝑇 𝑢𝑡 ∼ 𝑖𝑖𝑑 (0, 𝜎 ) 𝐻𝛽 (𝛾𝛽 , 𝑐𝛽 , 𝑡 ∗ ) 𝐻𝜙 (𝛾𝜙 , 𝑐𝜙 , 𝑡 ∗ ) hàm chuyển tiếp với 𝑠𝑡 = 𝑡 ∗ Giả thuyết khơng cho khơng có thay đổi hệ số 𝛾𝛽 = 𝛾𝜙 = Các thông số  c giả định số Hàm hồi quy phụ thiết lập sau: 67 ′ 𝑦𝑡 = 𝛼𝑜′ 𝑧𝑡 + ∑3𝑗=1 𝛼𝑗′ 𝑧̃𝑡 (𝑡 ∗ )𝑗 + ∑3𝑗=1 𝛼𝑗+3 𝑧̃𝑡 (𝑡 ∗ )𝑗 𝐺 (𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐 ) + 𝑢𝑡∗ (3.25) 𝛼𝑗 = 0, 𝑗 = 1,2, … ,6 giả thuyết không 𝛾𝛽 = 𝛾𝜙 = tồn Thông thường F-test đề nghị sử dụng tình thay cho 𝜒 kích cỡ mẫu nhỏ Trong lý thuyết mơ hình STR, kiểm định khơng cịn phần phi tuyến, kiểm định phần dư khơng có tự tương quan kiểm định hệ số hồi quy ổn định kiểm định thường xem xét giai đoạn đánh giá mô hình 3.3 Mơ hình thực nghiệm Dựa theo nghiên cứu thực Nogueira León-Ledesma (2008, 2011), Shintani cộng (2011), Cheikh (2012) để ước lượng mối quan hệ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam điều kiện vĩ mô khác nhau, luận án sử dụng số biến chuyển tiếp tiềm như: biến lạm phát, mức độ biến động độ lệch chuẩn tỷ giá hối đoái danh nghĩa USD/VND, tốc độ thay đổi sản lượng công nghiệp độ mở thương mại Việc áp dụng mô hình hồi quy chuyển tiếp trơn vào nghiên cứu chế truyền dẫn tỷ giá Việt Nam có xem xét đến trạng thái kinh tế khác điều mẻ Ở Việt Nam, có số nghiên cứu sử dụng mơ hình hồi quy khác để xem xét ERPT trạng thái lạm phát chu kỳ kinh tế Tuy nhiên luận án chưa tìm thấy nghiên cứu sử dụng mơ hình chuyển tiếp trơn để khảo sát ERPT đặc biệt trạng thái khác độ mở thương mại mức độ bất ổn tỷ giá cho trường hợp Việt Nam 3.3.1 Mơ hình thực nghiệm Dựa theo khung lý thuyết mô tả phần 3.1 mơ hình STR tổng qt phần 3.2, luận án xây dựng mơ hình thực nghiệm để nghiên cứu cho trường hợp Việt Nam sau: 68 Mơ hình thực nghiệm sử dụng liệu tần suất theo tháng: 𝑁 𝐾 𝐿 inf𝑡 = 𝛼0 + ∑𝑀 𝑗=1 𝜆𝑗 𝑖𝑛𝑓𝑡−𝑗 + ∑𝑗=0 𝛹𝑗 𝑖𝑖𝑝𝑡−𝑗 + ∑𝑗=0 𝛿𝑗 𝑔𝑝𝑖𝑡−𝑗 + ∑𝑗=0 𝛽𝑗 𝑒𝑟𝑡−𝑗 + (∑𝑃𝑗=0 𝛷𝑗 𝑒𝑟𝑡−𝑗 ) 𝐺 (𝑠𝑡−𝑖 ; 𝛾, 𝑐 ) + 𝜀𝑡 (3.26) Mơ hình thực nghiệm sử dụng liệu theo q: 𝑁 𝐾 𝐿 𝑖𝑛𝑓𝑡 = 𝛼0 + ∑𝑀 𝑗=1 𝜆𝑗 𝑖𝑛𝑓𝑡−𝑗 + ∑𝑗=0 Ψ𝑗 𝑜𝑝𝑔𝑡−𝑗 + ∑𝑗=𝑜 𝛿𝑗 𝑖𝑚𝑝𝑡−𝑗 + ∑𝑗=0 𝛽𝑗 𝑒𝑟𝑡−𝑗 + (∑𝑃𝑗=0 𝜙𝑗 𝑒𝑟𝑡−𝑗 )𝐺 (𝑠𝑡−𝑖 ; 𝛾, 𝑐 ) + 𝜀𝑡 (3.27) Trong đó:  inf: lạm phát tính phần trăm thay đổi số giá tiêu dùng CPI  𝐢𝐢𝐩: phần trăm thay đổi số sản xuất công nghiệp  opg: chênh lệch sản lượng  gpi: phần trăm thay đổi số giá hàng hóa tồn cầu  imp: phần trăm thay đổi số giá nhập  er: phần trăm thay đổi tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương USDVND  𝑮(𝒔𝒕−𝒊 ; 𝜸, 𝒄): hàm chuyển tiếp mơ hình hồi quy  𝜸: tham số độ dốc tốc độ chuyển tiếp hai miền hàm chuyển tiếp  𝒄: giá trị ngưỡng  s: biến chuyển tiếp  𝜺: phần dư Hệ số truyền dẫn ngắn hạn:  SR ERPT = 𝛽0 + ∅0 𝐺(𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐) Hệ số truyền dẫn dài hạn  LR ERPT = 𝑃 ∑𝐿 𝑗=0 𝛽𝑗 +∑𝑗=0 ∅𝑗 𝐺(𝑠𝑡 ;𝛾,𝑐) 1−∑𝑀 𝑗=1 𝜆𝑗 𝐺(𝑠𝑡 ; 𝛾, 𝑐) giả định hàm logic (LSTR) hàm mũ (ESTR) 69 Đối với hàm LSTR, hệ số ERPT nhận giá trị khác tùy theo giá trị biến chuyển tiếp nằm mức ngưỡng  Nếu (𝑠𝑡 − 𝑐 ) → −∞, hệ số truyền dẫn là: SR ERPT = 𝛽0 LR ERPT = (3.28.1) ∑𝐿 𝑗=0 𝛽𝑗 (3.28.2) 1−∑𝑀 𝑗=1 𝜆𝑗  Nếu (𝑠𝑡 − 𝑐 ) → +∞, hệ số truyền dẫn là: SR ERPT = 𝛽0 + 𝜙0 LR ERPT = (3.28.3) 𝑃 ∑𝐿 𝑗=0 𝛽𝑗 +∑𝑗=0 𝜙𝑗 (3.28.4) 1−∑𝑀 𝑗=1 𝜆𝑗 Đối với hàm ESTR, hệ số truyền dẫn tùy thuộc vào giá trị 𝑠𝑡 gần xa giá trị ngưỡng c, bất chấp chênh lệch (𝑠𝑡 − 𝑐) âm hay dương Do đó, (𝑠𝑡 − 𝑐) → ±∞, hệ số ERPT ngắn hạn dài hạn tương xứng (3.28.1) (3.28.2) 𝑠𝑡 = 𝑐 hệ số truyền dẫn ngắn hạn dài hạn lại với (3.28.3) (3.28.4) 3.3.2 Mô tả biến nghiên cứu 3.3.2.1 Lạm phát (inf) Lạm phát (inf) đo lường phần trăm thay đổi số giá tiêu dùng CPI hàng tháng hàng quý Lạm phát kỳ t tính theo công thức: 𝑖𝑛𝑓𝑡 = ( 𝐶𝑃𝐼𝑡 𝐶𝑃𝐼𝑡−1 − 1) ∗ 100 3.3.2.2 Tốc độ tăng trưởng Sản lượng công nghiệp (iip) chênh lệch sản lượng (opg) Đại diện cho áp lực cầu thị trường nội địa lên lạm phát, nghiên cứu luận án sử dụng tốc độ tăng trưởng sản lượng kinh tế (∆𝑌) đề xuất Nogueira Ln-Ledesma (2008) Vì hầu hết câu hỏi nghiên cứu sử dụng liệu tần suất theo tháng nên luận án sử dụng số sản xuất công nghiệp hàng tháng từ Tổng cục thống kê Việt Nam để thay cho tổng sản lượng (GDP) kinh tế Trên sở đó, luận án tính tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp thay cho tốc độ tăng trưởng sản lượng để 70 đại diện áp lực cầu kinh tế nghiên cứu Nogueira León-Ledesma (2011) Tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp hàng tháng tính theo cơng thức: 𝑖𝑖𝑝𝑡 = ( 𝐼𝐼𝑃𝑡 𝐼𝐼𝑃𝑡−1 − 1) ∗ 100 Riêng câu hỏi nghiên cứu ERPT liên quan đến đến độ mở thương mại, luận án sử dụng liệu với tần suất quý nên để đại diện cho áp lực cầu nội địa (∆𝑌) mơ hình lý thuyết luận án sử dụng tổng sản lượng quốc nội (GDP) để tính chênh lệch sản lượng (output gap) lọc HP (HP filter) 3.3.2.3 Biến động số giá hàng hóa tồn cầu (gpi) số giá nhập (imp) Để đại diện cho phần chi phí nhà sản xuất dịch chuyển vào mức giá tiêu dùng nội địa tương tự Nogueira Leon-Ledesma (2008) luận án sử dụng: số giá hàng hóa tồn cầu (𝑔𝑝𝑖) tần suất theo tháng số giá nhập (imp) tần suất theo quý Như đề cập phần khung lý thuyết, chi phí nhập đầu vào thành phần quan trọng giải thích biến động lạm phát  Cơng thức tính tốc độ thay đổi số giá hàng hóa tồn cầu hàng tháng: 𝑔𝑝𝑖𝑡 = ( 𝐺𝑃𝐼𝑡 𝐺𝑃𝐼𝑡−1 − 1) ∗ 100  Công thức tính tốc độ thay đổi số giá nhập hàng quý: 𝑖𝑚𝑝𝑡 = ( 𝐼𝑀𝑃𝑡 𝐼𝑀𝑃𝑡−1 − 1) ∗ 100 3.3.2.4 Biến động tỷ giá hối đoái (er) Tỷ giá luận án sử dụng tỷ giá danh nghĩa song phương VND USD Luận án nhận thấy doanh nghiệp thường dựa vào biến động tỷ giá danh nghĩa song phương USD/VND cách trực quan để điều chỉnh giá bán họ tham khảo tỷ giá danh nghĩa đa phương tỷ giá thực Do nghiên cứu sử dụng tỷ giá danh nghĩa song phương phản ánh hành vi điều chỉnh giá doanh nghiệp phù hợp với thực tiễn 71 Biến động tỷ giá tính theo cơng thức sau: 𝑒𝑟𝑡 = 𝑈𝑆𝐷𝑉𝑁𝐷𝑡+1 −1 𝑈𝑆𝐷𝑉𝑁𝐷𝑡 3.3.2.5 Biến chuyển tiếp (st) Luận án sử dụng biến sau làm biến chuyển tiếp mơ hình hồi quy: lạm phát; mức độ thay đổi tỷ giá; độ bất ổn tỷ giá (volatility); tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp (đại diện cho chu kỳ kinh tế) độ mở thương mại kinh tế Các biến chuyển tiếp lấy giá trị trễ kỳ để tránh tác động đồng thời thể nguồn gốc hình thành kỳ vọng doanh nghiệp xuất phát từ trạng thái kinh tế định hình từ trước  Giá trị trễ lạm phát (inf) làm biến chuyển tiếp đại diện cho môi trường lạm phát: lạm phát thấp lạm phát cao  Để đánh giá ảnh hưởng ERPT liên quan đến biến động tỷ giá luận án sử dụng độ lớn biến động tỷ giá độ bất ổn tỷ giá làm biến thị trạng thái hàm hồi quy Giá trị trễ biến động tỷ giá (er) làm biến chuyển tiếp đai diện cho trạng thái tỷ giá biến động cao thấp, độ bất ổn tỷ giá đại diện cho mức độ ổn định tỷ giá kinh tế Trong đó, độ bất ổn tỷ giá hàng tháng (volatility) tính độ lệch chuẩn tỷ giá danh nghĩa hàng ngày cho toàn ngày giao dịch tháng phản ánh mức độ ổn định tỷ giá hối đối theo thời gian theo cơng thức sau: 𝑛 𝑒𝑟_𝑠𝑡𝑑 = √( ) ∑(𝑒𝑟𝑖 − 𝑒𝑟 ̅̅̅)2 𝑛−1 𝑖=1  Độ mở thương mại luận án tính thay đổi tổng giá trị xuất nhập so với GDP, thước đo sử dụng rộng rãi tổ chức quốc tế lớn Ngân hàng giới (World Bank), Quỹ tiền tệ quốc tế 72 (IMF), Tổ chức hợp tác phát triển kinh tế (OECD) nghiên cứu chủ đề truyền dẫn tỷ giá Ghosh (2013): 𝑜𝑝𝑒𝑛 = ( 𝑖𝑚𝑝𝑜𝑟𝑡 + 𝑒𝑥𝑝𝑜𝑟𝑡 𝑖𝑚𝑝𝑜𝑟𝑡 + 𝑒𝑥𝑝𝑜𝑟𝑡 )𝑡 − ( )𝑡−1 𝐺𝐷𝑃 𝐺𝐷𝑃  Giá trị trễ tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp hàng tháng (iip) sử dụng để đại diện cho chu kỳ kinh tế tương tự nghiên cứu Cheikh cộng (2018) 3.4 Dữ liệu Bảng 3.1: Các biến số sử dụng nghiên cứu Biến CPI Nội dung Chỉ số giá tiêu dùng Tần suất Nguồn Tháng, Thomson Reuters quý IIP Chỉ số sản xuất công nghiệp GDP Tổng sản phẩm quốc nội GPI Chỉ số giá hàng hóa tồn cầu (Global Price Index of Tháng Tổng cục thống kê Quý Thomson Reuters Tháng Thomson Reuters Quý Tổng cục thống kê Thomson Reuters All Commodities) IMP Chỉ số giá nhập ER Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song Ngày, phương USDVND tháng, quý Import/GDP Giá trị nhập so với GDP Quý Thomson Reuters Export/GDP Giá trị xuất so với GDP Quý Thomson Reuters Nguồn: Tác giả tự tổng hợp 73 Nghiên cứu sử dụng liệu tần suất theo tháng khung thời gian từ tháng 1/2000 đến tháng 12/2018 Tuy nhiên, câu hỏi nghiên cứu mức độ truyền dẫn tỷ giá phụ thuộc vào trạng thái độ mở thương mại giới hạn mặt liệu nên luận án sử dụng liệu theo tần suất quý Nguồn liệu thu thập từ Data Stream Thomson Reuters Tổng cục thống kê Việt Nam (xem Bảng 3.1) 3.5 Tổng kết chương phương pháp nghiên cứu liệu Trong chương luận án trình bày khung phân tích mối quan hệ tỷ giá lạm phát có tính đến kịch kinh tế vĩ mô khác Luận án triển khai mô hình lý thuyết làm sở để xây dựng mơ hình thực nghiệm để trả lời câu hỏi nghiên cứu Quy trình xây dựng mơ hình thực nghiệm kiểm định chất lượng mơ hình trình bày cụ thể để phục vụ đánh giá mơ hình hồi quy sau Các biến số hồi quy, biến chuyển tiềp sử dụng nghiên cứu mô tả cụ thể ý nghĩa cách thức đo lường Dữ liệu biến nghiên cứu mô tả rõ nguồn gốc chương 74 CHƯƠNG 4: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ THẢO LUẬN 4.1 Thống kê mô tả biến Dưới bảng thống kê mô tả biến sử dụng mơ hình: Bảng 4.1: Thống kê mơ tả biến (tần suất tháng) (%) inf_sa6 er iip_sa7 gpi Trung bình 0,526 0,224 0,566 0,435 Trung vị 0,432 0,087 0,546 0,763 Giá trị lớn 3,724 6,552 6,162 8,552 Giá trị nhỏ -1,444 -1,384 -5,436 -9,073 Độ lệch chuẩn 0,660% 0,721% 3,038 3,901 Skewness 1,650 4,250 -0,059 -0,457 Kurtosis 8,306 31,903 2,754 2,842 Jarque-Bera 369,332 8584,787 0,703 8,105 Probability 0,000 0,000 0,704 0,017 Sum 1,194 0,507 1,284 0,986 Sum Sq Dev 0,010 0,012 0,209 0,344 227 227 227 227 Số quan sát Nguồn: tác giả tự tính tốn Kết thống kê số liệu từ Bảng 4.1 cho thấy: Lạm phát bình quân hàng tháng Việt Nam giai đoạn nghiên cứu 0,526%/tháng, giá trị bình quân gần với giá trị trung vị 0,432%/tháng mặt trực quan cho thấy mức độ biến động lạm phát tương đối thấp giai đoạn nghiên cứu Lạm phát có giá trị cao 3,72% vào tháng 5/2008, thời điểm giá hàng hóa đặc biệt giá gạo, xăng dầu nước thị trường giới tăng mạnh Vào thời điểm tháng 3/2000, số giá tiêu dùng sụt giảm so với tháng inf_sa: biến lạm phát hiệu chỉnh mùa vụ (Xem Hình 4.1) iip_sa: biến tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp hiệu chỉnh mùa vụ 75 1,44%, kinh tế Việt Nam rơi vào tình trạng giảm phát tình trạng suy thối chung kinh tế giới giai đoạn Trong giai đoạn nghiên cứu, biến động tỷ giá bình quân 0,22%/tháng, so với mức trung vị 0,09% cho thấy biến động tỷ giá bình qn hàng tháng lớn có độ phân tán rộng Tỷ giá danh nghĩa USDVND có mức độ biến động cao 6,55% vào tháng 2/2011 Ngân hàng nhà nước định phá giá mạnh VND nhằm điều chỉnh thâm hụt thương mại Việt Nam so với đối tác Năm 2008 xem năm có nhiều biến động tỷ giá USDVND, Ngân hàng nhà nước lần điều chỉnh biên độ tỷ giá từ 1%, 2% sau 3% Áp lực từ dòng kiều hối lớn đổ vào Việt Nam giai đoạn đầu năm 2008 khiến cho tiền đồng tăng mạnh, kết vào tháng 3/2008 biến động tỷ giá thấp -1,38% tương ứng với tiền đồng tăng giá 0,536% so với USD Bảng 4.2: Thống kê mô tả biến (tần suất quý) cpi_sa er opg imp Trung bình 0,016 0,004 -0,235 0,001 Trung vị 0,013 0,003 -0,191 0,001 Giá trị lớn 0,054 0,011 2,218 0,032 Giá trị nhỏ -0,006 -0,005 -2,263 -0,027 Độ lệch chuẩn 0,013 0,004 1,242 0,015 Skewness 1,165 0,313 0,287 0,149 Kurtosis 4,202 2,155 2,838 2,804 Jarque-Bera 20,034 3,224 1,040 0,372 Probability 0,000 0,200 0,594 0,830 Sum 1,133 0,278 -16,449 0,055 Sum Sq Dev 0,011 0,001 106,513 0,016 70 70 70 70 Số quan sát Nguồn: tác giả tự tính tốn 76 Tốc độ tăng trưởng sản lượng sản xuất cơng nghiệp bình qn 0,566%/tháng Trong tốc độ tăng trưởng cao 28,602% vào tháng 3/2016 tốc độ tăng trưởng thấp -49,504% vào tháng 1/2017 Đối với số giá hàng hóa tồn cầu, tốc độ thay đổi bình quân 0,435%/tháng Mức tăng cao 8,55% vào tháng 3/2002 thời điểm mà giá hàng hóa quan trọng giới vàng, dầu, lúa mì số mặt hàng chiến lược khác tăng giá mạnh Mức giảm nhiều -9,07% vào tháng 10/2008 tương ứng với giai đoạn kinh tế giới rơi vào thời kỳ ảm đạm từ hệ lụy khủng hoảng nợ chuẩn Mỹ 4.2 Hệ số tương quan Hệ số tương quan biến sử dụng mơ hình tính tốn Bảng 4.3, Bảng 4.4 theo hệ số tương quan biến nhỏ 0,8, theo lý thuyết thống kê biến mơ hình phù hợp để đưa vào mơ hình hồi quy Thống kê tương quan cho thấy biến động tỷ giá giá thể giới tương quan có ý nghĩa thống kê với biến động lạm phát Việt Nam Bảng 4.3: Hệ số tương quan tần suất tháng Hệ số tương quan Xác suất inf_sa er p_value iip_sa p_value gpi p_value inf_sa er iip_sa gpi 1,000 0,064 0,339 -0,028 0,677 0,321 0,000 1,000 0,021 0,759 0,062 0,354 1,000 0,008 0,908 1,000 - Nguồn: tác giả tự tính tốn 77 Bảng 4.4: Hệ số tương quan tần suất quý Hệ số tương quan Xác suất inf_sa er p_value opg p_value imp p_value inf_sa er opg imp 1,000 0,080 0,508 -0,155 0,199 0,182 0,131 1,000 0,055 0,652 -0,282 0,018 1,000 -0,125 0,301 1,000 - Nguồn: tác giả tự tính tốn 4.3 Kiểm định nghiệm đơn vị Trước kiểm định nghiệm đơn vị, biến lạm phát xử lý tính mùa vụ phương pháp X-12 (X-12 monthly seasonal adjustment Method) để khử tính mùa vụ lạm phát thu thập theo tháng, q thường có yếu tố mùa vụ (xem Hình 4.1) Ngồi giá trị sản lượng cơng nghiệp xử lý mùa vụ Hình 4.1: Lạm phát trước sau xử lý tính mùa vụ (theo tháng) 04 03 02 01 00 -.01 -.02 2000 2002 2004 2006 2008 INF 2010 2012 2014 2016 2018 INF_SA Nguồn: Tác giả tự vẽ từ liệu Thomson Reuters 78 Để đảm bảo kết hồi quy tin cậy, biến cần phải kiểm tra tính dừng Luận án sử dụng kiểm định nghiệm đơn vị kiểm định ADF (Augmented Dickey-Fuller), kiểm định PP (Phillips-Perron), kiểm định KPSS (Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin) sử dụng để kiểm tra tính dừng biến trước thực hồi quy (xem chi tiết Phụ lục 1) Kết kiểm định tính dừng trình bày Bảng 4.5 Bảng 4.6 sau: Bảng 4.5: Kiểm định tính dừng liệu theo tần suất tháng Giá trị thống kê ADF P value -5,341 0,000 -5,186 er -12,098 0,000 -14,055 0,000 iip_sa -13,360 0,000 -16,981 gpi -10,487 0,000 -10,647 inf_sa Giá trị thống kê PP Giá trị thống kê KPSS 0,000 0,280 P value Critical value (1%) Kết luận 0,739 Chuỗi dừng 0,135 0,739 Chuỗi dừng 0,000 0,501 0,739 Chuỗi dừng 0,000 0,279 0,739 Chuỗi dừng Nguồn: tác giả tự tính tốn Bảng 4.6: Kiểm định tính dừng liệu theo tần suất quý Giá trị thống kê ADF P value Giá trị thống kê PP Critical value (1%) 0,005 Giá trị thống kê KPSS 0,309 inf_sa -3.601 0,008 -3,743 0,739 Chuỗi dừng er -6.479 0,000 -6,481 0,000 0,076 0,739 Chuỗi dừng opg -6.479 0,000 -7,277 0,000 0,110 0,739 Chuỗi dừng imp -9.381 0,000 -14,530 0,000 0,114 0,739 Chuỗi dừng P value Kết luận Nguồn: tác giả tự tính tốn Các kết từ kiểm định cho thấy biến đầu vào mơ hình chuỗi dừng bậc 0, phù hợp để thực mơ hình hồi quy 79 4.4 Kết thực nghiệm 4.4.1 Mơ hình hồi quy tuyến tính sở Đầu tiên luận án ước tính mơ hình truyền dẫn tỷ giá tuyến tính (4.1) mơ hình ARDL (p,q) với độ trễ p, q chạy từ đến 12 tương ứng với 12 tháng quan sát Mục đích thứ việc mơ hình ARDL(p,q) giúp tìm độ trễ phù hợp cho mơ hình tuyến tính sở, sử dụng tiêu chí AIC (Akaike info criterion), theo mơ hình ARDL(2,2,9,1) phù hợp có giá trị AIC thấp mơ hình (Hình 4.2) Kết kiểm định CUSUM (Cumulative Sum of Recursive Residuals) thể tổng tích lũy giá trị phần dư nằm dãy tiêu chuẩn với mức ý nghĩa 5% (Hình 4.3) cho thấy mơ hình ARDL (2,2,9,1) vừa chọn ổn định Thứ hai, thơng qua mơ hình giúp đo lường mức độ truyền dẫn mối quan hệ tuyến tính biến để làm sở so sánh với lý thuyết tổng quát truyền dẫn tỷ giá Thứ ba, kết từ mơ hình ARDL giúp so sánh với kết từ mơ hình STR Theo Matlasedi (2017) mơ hình ARDL (p,q) phù hợp để áp dụng cho chuỗi liệu hoàn toàn dừng bậc bậc nên luận án sử dụng mơ hình ARDL (p,q) với chuỗi liệu dừng bậc nghiên cứu Mơ hình ARDL(p,q) cho sau: 𝑝 𝑞1 𝑞2 inf _sa𝑡 = 𝛼0 + ∑𝑗=1 𝜆𝑗 inf _𝑠𝑎𝑡−𝑗 + ∑𝑗=0 𝛽𝑗 𝑒𝑟𝑡−𝑗 + + ∑𝑗=0 𝛹𝑗 𝑖𝑖𝑝_𝑠𝑎𝑡−𝑗 + ∑𝑞3 𝑗=0 𝛿𝑗 𝑔𝑝𝑖𝑡−𝑗 𝜀𝑡 (4.1) Trong mơ hình ARDL(p,q), hệ số truyền dẫn ngắn hạn dài hạn tính sau: 𝑆𝑅 𝐸𝑅𝑃𝑇 = 𝛽0 ∑𝑞1 𝑗=𝑜 𝛽𝑗 𝐿𝑅 𝐸𝑅𝑃𝑇 = 𝑝 − ∑𝑗=1 𝜆𝑗 02 03 04 05 06 07 08 09 CUSUM 10 11 12 13 14 15 16 17 ARDL(6, 2, 9, 1) ARDL(2, 2, 3, 1) ARDL(3, 2, 9, 2) ARDL(3, 1, 9, 2) ARDL(2, 2, 8, 1) ARDL(2, 2, 9, 3) ARDL(6, 1, 9, 1) ARDL(1, 3, 9, 1) ARDL(2, 1, 10, 1) ARDL(1, 1, 9, 1) ARDL(2, 2, 10, 1) ARDL(1, 2, 9, 2) ARDL(2, 3, 9, 1) ARDL(3, 1, 9, 1) ARDL(3, 2, 9, 1) ARDL(2, 1, 9, 2) ARDL(1, 2, 9, 1) ARDL(2, 2, 9, 2) ARDL(2, 1, 9, 1) ARDL(2, 2, 9, 1) 80 Hình 4.2: Tiêu chuẩn AIC lựa chọn mơ hình ARDL Akaike Information Criteria (top 20 models) 922 920 918 916 914 912 910 908 Nguồn: Kết từ phần mềm Eviews Hình 4.3: Kiểm định CUSUM cho mơ hình ARDL (2,2,9,1) 60 40 20 -20 -40 -60 18 5% Significance Nguồn: Kết từ phần mềm Eviews 81 Bảng 4.7 trình bày kết truyền dẫn tỷ giá tiếp cận theo mơ hình ARDL tuyến tính Trong ngắn hạn, tỷ giá biến động 1% lạm phát thay đổi 0,039%, dài hạn 0,315% Kết cho thấy dài hạn mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát cao ngắn hạn Điều lý giải theo thời gian thay đổi tỷ giá ảnh hưởng đến hành vi định giá doanh nghiệp, họ điều chỉnh giá bán để phản ánh thay đổi đầu vào Kết làm gia tăng mức độ dịch chuyển biến động tỷ giá vào mức giá chung kinh tế Bảng 4.7: Kết hồi quy mơ hình ARDL (2,2,9,1) Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t inf_sa(-1) inf_sa(-2) er er(-1) er(-2) iip_sa iip_sa (-1) iip_sa (-2) iip_sa (-3) iip_sa (-4) iip_sa (-5) iip_sa (-6) iip_sa (-7) iip_sa (-8) iip_sa (-9) gpi gpi(-1) c 0,638 0,105 0,040 0,104 -0,063 -0,007 0,016 0,002 -0,018 0,638 0,105 0,040 0,104 -0,063 -0,007 0,016 0,002 -0,018 R-squared R2 S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0,697 0,672 0,376 28,280 -86,711 27,118 0,000 0,069 0,064 0,036 0,036 0,037 0,009 0,009 0,009 0,009 0,069 0,064 0,036 0,036 0,037 0,009 0,009 0,009 0,009 9,262 1,634 1,103 2,916 -1,705 -0,800 1,777 0,205 -2,048 9,262 1,634 1,103 2,916 -1,705 -0,800 1,777 0,205 -2,048 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Xác xuất 0,000 0,104 0,271 0,004 0,090 0,425 0,077 0,838 0,042 0,000 0,104 0,271 0,004 0,090 0,425 0,077 0,838 0,042 0,554 0,656 0,961 1,240 1,074 2,030 Nguồn: tác giả tự tính tốn 82 4.4.2 Kết hồi quy từ mơ hình STR (Smooth transition regression) Kết ước lượng từ mơ hình STR dựa theo mơ hình thực nghiệm sau: 𝑁 𝐾 𝑖𝑛𝑓 _𝑠𝑎𝑡 = 𝛼0 + ∑𝑀 𝑗=1 𝜆𝑗 𝑖𝑛𝑓_𝑠𝑎𝑡−𝑗 + ∑𝑗=0 𝛹𝑗 𝑖𝑖𝑝_𝑠𝑎𝑡−𝑗 + ∑𝑗=0 𝛿𝑗 𝑔𝑝𝑖𝑡−𝑗 + ∑𝐿𝑗=0 𝛽𝑗 𝑒𝑟𝑡−𝑗 + (∑𝑃𝑗=0 𝛷𝑗 𝑒𝑟𝑡−𝑗 ) 𝐺 (𝑠𝑡−𝑖 ; 𝛾, 𝑐 ) + 𝜀𝑡 (4.2) Các giá trị trễ biến phương trình 4.2 dựa theo mơ 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 mơ hình khơng cịn phi tuyến Trong nghiên cứu này, biến chuyển tiếp tiềm sử dụng giá trị trễ lạm phát, biến động tỷ giá, độ bất ổn tỷ giá, tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp độ mở thương mại Do đặc tính biến chuyển tiếp nên lạm phát tốc độ tăng trưởng sản lượng cơng nghiệp, độ mở thương mại phù hợp với mơ hình LSTR nhằm nắm bắt hệ số ERPT trạng thái kinh tế có lạm phát cao thấp, kinh tế suy thoái tăng trưởng, độ mở thương mại cao hay thấp Trong biến tỷ giá hối đối mơ hình LSTR mơ hình ESTR phù hợp, LSTR giúp nắm bắt hệ số truyền dẫn tỷ giá cao hay thấp mức ngưỡng Trong mơ hình ESTR phù hợp để đánh giá mối quan hệ phi tuyến lạm phát trước quy mô thay đổi tỷ giá, tức mức độ thay đổi nhiều (xa) (gần) so với giá trị ngưỡng 83 4.4.2.1 Biến chuyển tiếp lạm phát (inf_sa) Bảng 4.8: Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp lạm phát inf_sa (-1) inf_sa (-2) inf_sa (-3) inf_sa (-4) inf_sa (-5) inf_sa (-6) H04: b1=b2=b3=b4=0 0,000 0,000 0,000 0,031 0,005 0,024 H03: b1=b2=b3=0 0,000 0,001 0,000 0,031 0,022 0,025 H02: b1=b2=0 0,000 0,000 0,008 0,091 0,006 0,042 H01: b1=0 0,001 0,002 0,011 0,032 0,001 0,024 Linearity Tests Terasvirta Sequential Tests inf_sa inf_sa (-1) (-2) H3: b3=0 0,487 0,603 inf_sa inf_sa inf_sa inf_sa (-3) (-4) (-5) (-6) 0,001 0,063 0,653 0,121 H2: b2=0 | b3=0 0,000 0,005 0,103 0,527 0,472 0,297 H1: b1=0 | b2=b3=0 0,001 0,002 0,011 0,032 0,001 0,024 Lựa chọn mơ hình ESTR LSTR1 LSTR1 LSTR1 LSTR1 LSTR1 Nguồn: tác giả tự tính tốn Trong phần luận án kiểm tra xem liệu trình truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát có phản ứng phi tuyến với mơi trường lạm phát Việt Nam hay không Các giả thuyết chứng thực nghiệm cho thấy ERPT cho thấy mối quan hệ chiều ERPT lạm phát (Taylor (2000), Gagnon Ihrig (2004), Choudhri Hakura (2006), Nogueira León-Ledesma (2011), Shitani cộng (2012), Junttila Korhonen (2012), Baharumshah cộng (2017)) Môi trường lạm phát cao thường có khuynh hướng kích hoạt q trình truyền dẫn cao thay đổi tỷ giá vào mức giá Kết từ Bảng 4.9 cho thấy tồn hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá phụ thuộc phi tuyến vào trạng thái lạm phát kinh tế Việt Nam Luận án kiểm tra giá trị trễ từ đến biến lạm phát làm biến chuyển tiếp đại diện cho môi trường lạm phát So sánh kết từ mơ hình với thủ tục kiểm định đề xuất Luukkonen cộng (1998), Teräsvirta (2006) cho thấy mơ hình với giá trị trễ biến chuyển tiếp phù hợp (Bảng 4.8) Mơ hình xây 84 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 (Xem Phụ lục 3.6) Do giá trị p_value giả thiết H04 < 5% kiểm định tuyến tính (Linearity Tests) cho phép bác bỏ mối quan hệ tuyến tính, chấp nhận mơ hình tồn mối quan hệ phi tuyến Giả thuyết H2 kiểm định Terasvirta (Terasvirta Sequential Tests) giả thiết bị bác bỏ mạnh giả thiết kiểm định nên theo quy trình lựa chọn mơ hình thảo luận phần 3.2.2 mơ hình phù hợp để ước lượng LSTR ngưỡng Điều phù hợp với lập luận phía trước trình truyền dẫn khác biệt lạm phát mức ngưỡng Ước tính ERPT tóm tắt Bảng 4.9, luận án tính hệ số truyền dẫn ngắn hạn dài hạn Các giá trị thống kê mô hình R2, F test AIC trình bày Kết kiểm tra khơng cịn phi tuyến, với mức ý nghĩa 5%, kết từ kiểm định cho thấy mơ hình khơng cịn chứa phần phi tuyến (Bảng 4.10) Kết từ Bảng 4.9 cho thấy mức ngưỡng lạm phát có ý nghĩa thống kê 1,195%/tháng Hệ số tốc độ điều chỉnh 31,453 cho mức độ chuyển tiếp đột ngột thay đổi tỷ giá vào lạm phát trạng thái kinh tế thay đổi Trong ngắn hạn, kết mối quan hệ chiều môi trường lạm phát truyền dẫn tỷ giá Cụ thể, môi trường lạm phát thấp đại diện mức lạm phát thấp mức ngưỡng hệ số truyền dẫn 0,01, cịn lạm phát vượt qua mức ngưỡng báo hiệu kinh tế mơi trường lạm phát cao ERPT 0,1 85 Bảng 4.9: Kết hồi quy với biến chuyển tiếp lạm phát inf_sa(-6) Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t Phần tuyến tính G=0 c 0,145 0,042 3,481 er 0,010 0,054 0,183 er (-1) -0,065 0,054 -1,198 er (-2) -0,060 0,050 -1,201 Phần phi tuyến G=1 c -0,248 0,135 -1,842 er 0,090 0,076 1,185 er (-1) 0,317 0,075 4,240 er (-2) 0,041 0,077 0,540 Các biến độc lập khác inf_sa (-1) 0,622 0,071 8,748 inf_sa (-2) 0,140 0,067 2,097 iip_sa -0,007 0,009 -0,816 iip_sa (-1) 0,017 0,009 1,921 iip_sa (-2) 0,000 0,009 -0,033 iip_sa (-3) -0,020 0,009 -2,308 iip_sa (-4) 0,003 0,009 0,348 iip_sa (-5) -0,003 0,009 -0,371 iip_sa (-6) -0,002 0,009 -0,244 iip_sa (-7) -0,003 0,009 -0,338 iip_sa (-8) -0,022 0,008 -2,668 iip_sa (-9) 0,013 0,008 1,577 gpi 0,027 0,007 3,769 gpi (-1) 0,014 0,008 1,860 Tốc độ điều chỉnh Tốc độ điều chỉnh 31,453 85,371 0,368 Giá trị ngưỡng Ngưỡng 1,195 0,091 13,095 R 0,727 Mean dependent var Adj R2 0,694 S.D dependent var S.E of regression 0,363 Akaike info criterion Sum squared resid 25,549 Schwarz criterion Log likelihood -75,645 Hannan-Quinn criter F-statistic 22,421 Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 0,000 G=0 G=1 ERPT ngắn hạn 0,010 0,100 p_value 0,855 0,044 ERPT dài hạn -0,483 1,396 p_value 0,193 0,032 Xác suất 0,001 0,855 0,233 0,231 0,067 0,238 0,000 0,590 0,000 0,037 0,415 0,056 0,974 0,022 0,728 0,711 0,808 0,736 0,008 0,116 0,000 0,064 0,713 0,000 0,554 0,656 0,914 1,287 1,065 2,025 Nguồn: tác giả tự tính tốn 86 Trong dài hạn, kết nghiên cứu mối quan hệ chiều môi trường lạm phát truyền dẫn tỷ giá Khi kinh tế trạng thái lạm phát thấp, hệ số truyền dẫn -0,483 kinh tế trạng thái lạm phát cao hệ số ERPT tích lũy tăng lên mức 1,396 thể mối tương quan chiều truyền dẫn tỷ giá môi trường lạm phát Giá trị xác suất theo Wald-test dùng để kiểm định ý nghĩa thống kê số ERPT khác biệt ERPT kịch khác kinh tế có khác biệt thật hay khơng Kết cho thấy ngắn hạn, lạm phát vượt ngưỡng có hệ số ERPT có ý nghĩa mức 5% Trong dài hạn, ERPT môi trường lạm phát thấp khơng có ý nghĩa thống kê ERPT dài hạn kinh tế mức lạm phát cao có ý nghĩa thống kê mức 5% Bảng 4.10: Kiểm định khơng cịn phần phi tuyến với biến lạm phát Additive Nonlinearity Tests Null Hypothesis F-statistic d.f p-value H04: b1=b2=b3=b4=0 1,306 (16, 178) 0,197 H03: b1=b2=b3=0 1,210 (12, 182) 0,279 H02: b1=b2=0 1,632 (8, 186) 0,118 H01: b1=0 1,145 (4, 190) 0,337 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Terasvirta Sequential Tests Null Hypothesis F-statistic d.f p-value H3: b3=0 0,409 (4, 182) 0,802 H2: b2=0 | b3=0 2,093 (4, 186) 0,084 H1: b1=0 | b2=b3=0 1,145 (4, 190) 0,337 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Nguồn: tác giả tự tính tốn Kết truyền dẫn chiều ngắn hạn có giá trị nhỏ Việt Nam đến từ sách bình ổn lạm phát mà Chính Phủ theo đuổi suốt thời gian qua (Nguyễn Thị Thu Hằng Nguyễn Đức Thành, 2010) Thật ra, doanh nghiệp truyền dẫn phần gia tăng tỷ giá vào giá bán lạm phát kinh tế vượt mức ngưỡng phủ kích hoạt sách 87 bình ổn giá Có thể xem phanh giúp kiềm chế tăng giá kinh tế góp phần làm truyền dẫn mức thấp Các doanh nghiệp chấp nhận giảm lợi nhuận biên để chia sẻ phần gia tăng tỷ giá họ không kỳ vọng dai dẳng lạm phát Kết tìm thấy dài hạn Việt Nam cung cấp chứng phù hợp với giả thuyết Taylor (2000) mối quan hệ chiều truyền dẫn tỷ giá môi trường lạm phát Kết tương đồng với chứng thực nghiệm khác tìm thấy Taylor(2000), Gagnon Ihrig (2004), Campa Goldbeg (2005), Choudhri Hakura (2006), Ca’Zorzi cộng (2007), Nogueira León-Ledesma (2011), Shintani cộng (2013) phản ứng mức giá trước cú sốc tỷ giá phụ thuộc vào mơi trường lạm phát Kết lý giải dài hạn, lạm phát thấp mức ngưỡng nhà nhập Việt Nam hấp thụ thay đổi tỷ giá dẫn đến mức truyền dẫn thấp Nhưng môi trường lạm phát cao họ chuyển thay đổi tỷ giá vào giá bán, hành vi làm cho mức độ truyền dẫn tăng lên theo thời gian Kết nghiên cứu phù hợp với kết tìm thấy Trần Ngọc Thơ, Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015) cho thấy ERPT cao trong môi trường lạm phát cao Việt Nam Mức độ truyền dẫn chiều với mức lạm phát dài hạn lý giải kỳ vọng doanh nghiệp vào mức độ dai dẳng lạm phát kinh tế Việt Nam Trong thời gian 20 năm trở lại đây, kinh tế Việt Nam giới nhiều lần chứng kiến khủng hoảng kinh tế tồi tệ như: khủng hoảng kinh tế Mỹ 2008, khủng hoảng nợ công 2010 Theo sau khủng hoảng, để khơi phục kinh tế, phủ nước giới thực thi sách nới lỏng tài khóa, nới lỏng tiền tệ Việt Nam không ngoại lệ Việc thường xuyên thực thi sách mở rộng cung tiền góp phần tạo dựng trì neo kỳ vọng doanh nghiệp dai dẳng lạm phát dài hạn Khi doanh nghiệp cho lạm phát trở nên dai dẳng họ điều chỉnh nhiều thay đổi tỷ 88 giá vào giá bán cuối làm cho mức truyền dẫn tăng lên, bất chấp sách can thiệp bình ổn phủ sau Bằng chứng lạm phát Việt Nam sau giai đoạn khủng hoảng tăng cao năm 2008 2010 (xem Hình 4.1), sau giảm xuống sách can thiệp liệt phủ phát huy tác dụng sau lại quay trở lại mức cao Bảng 4.11 cho thấy lạm phát Việt Nam có giai đoạn cao nhóm nước so sánh nhìn chung suốt thập niên qua kiểm soát tốt lạm phát lạm phát có xu hướng giảm dần (Phan Minh Ngọc, 2018) Bảng 4.11: Tốc độ lạm phát Việt Nam số khu vực giới 2000 2004 2005 2009 2000 2009 2009 2014 2015 – 2019 2010 2019 Việt Nam 2,6 10,8 6,7 9,5 2,9 6,2 Châu Á – Thái Bình Dương 3,5 4,2 3,9 4,3 2,9 3,6 ASEAN - 4,8 6,6 5,7 4,7 3,0 3,8 Các nước phát triển 3,1 4,9 4,0 4,8 2,9 3,9 Thế giới 4,2 4,3 4,2 4,0 3,1 3,5 % Nguồn: Phan Minh Ngọc (2018)8 https://cafef.vn/lieu-kinh-te-viet-nam-co-khung-hoang-nam-2019-20180627141235684.chn 89 Hình 4.4: Hàm chuyển tiếp biến lạm phát Threshold Weight Function Logistic (c = 1.19497) 1.0 0.8 Weight 0.6 0.4 0.2 0.0 -2 -1 INF_SA(-6) Nguồn: tác giả tự tính tốn Hình 4.4 cho thấy hàm chuyển tiếp biến lạm phát nghiên cứu không “mượt” mà gần đột ngột, điều cho thấy tốc độ dịch chuyển thay đổi tỷ giá vào giá Việt Nam diễn nhanh chóng Kết cho thấy doanh nghiệp phản ứng nhanh có cú sốc tỷ giá xảy Hình 4.5 thể mối quan hệ hệ số truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát theo thời gian biến chuyển tiếp Thang đo hệ số truyền dẫn nằm bên trục trái thang đo mức độ lạm phát bên trục phải Chúng ta thấy giai đoạn 2008, 2011, 2012 đầu năm 2013 lạm phát vượt mức ngưỡng 1,195%/ tháng hệ số truyền dẫn ERPT tăng Tuy nhiên sau mức lạm phát giảm xuống hệ số truyền dẫn giảm xuống Kết cho thấy chứng mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát phụ thuộc vào mơi trường lạm phát Việt Nam 90 Hình 4.5: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp lạm phát theo thời gian 1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 -1 0.0 -2 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 2018 Bien chuyen tiep inf_sa(-6) Ham chuyen tiep Nguong c=1.19497 Ghi chú: Trục tung bên trái đo lường giá trị hàm chuyển tiếp; trục tung bên phải đo lường giá trị biến chuyển tiếp Nguồn: tác giả tự tính tốn 4.4.2.2 Biến chuyển tiếp tỷ giá Trong phần này, luận án xem xét thay đổi tỷ giá hối đoái yếu tố thị cho trạng thái thị trường ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn tỷ giá Như trình bày phần trước, tỷ giá tồn hai dạng truyền dẫn phi tuyến: lạm phát thay đổi khác biệt trường hợp tỷ giá tăng/giảm so với mức ngưỡng lạm phát thay đổi khác tỷ giá biến động giá trị lớn nhỏ Trong nghiên cứu luận án sử dụng mơ hình LSTR theo gợi ý từ kết kiểm định để đo lường hệ số truyền dẫn theo quy mô thay đổi tỷ giá: tức so sánh hệ số ERPT tỷ giá mức ngưỡng 91 Bảng 4.12: Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp tỷ giá er(-1) er(-2) er(-3) er(-4) er(-5) er(-6) 0,657 0,561 0,423 0,399 0,033 0,016 0,588 0,954 0,324 0,519 0,338 0,365 0,108 0,784 0,766 0,518 0,046 0,036 0,011 0,090 er(-2) 0,627 0,384 0,399 Linear er(-3) 0,001 0,215 0,954 LSTR1 er(-4) 0,716 0,316 0,365 Linear er(-5) 0,543 0,792 0,518 Linear er(-6) 0,631 0,020 0,090 ESTR Linearity Tests H04: b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 H01: b1=0 0,001 0,002 0,000 0,000 Terasvirta Sequential Tests er(-1) H3: b3=0 0,746 H2: b2=0 | b3=0 0,086 H1: b1=0 | b2=b3=0 0,000 Lựa chọn mơ hình LSTR1 Nguồn: tác giả tự tính tốn Biến chuyển tiếp tỷ giá kiểm tra với độ trễ để tìm biến phù hợp thỏa mãn kiểm định mơ hình phi tuyến kết ước lượng từ mơ hình vượt qua kiểm định hậu nghiệm (Xem phụ lục 4.3) Trong phần biến chuyển tiếp thay đổi tỷ giá với độ trễ phù hợp với thủ tục kiểm định đề xuất Luukkonen cộng (1998), Teräsvirta (2006) Do giá trị p_value giả thiết H03 < 5% kiểm định tuyến tính (Linearity Tests) cho phép bác bỏ mơ hình tuyến tính chấp nhận mơ hình phi tuyến phù hợp Giả thuyết H2 kiểm định Terasvirta (Terasvirta Sequential Tests) giả thiết bị bác bỏ mạnh giả thiết kiểm định nên theo quy trình lựa chọn mơ hình thảo luận phần 3.2.2 mơ hình phù hợp để ước lượng LSTR ngưỡng với biến chuyển tiếp tỷ giá Bảng 4.13 trình bày kết hồi quy mơ hình STR với biến chuyển tiếp biến động tỷ giá Trong bảng thể giá trị: R2, SSR, AIC cho thấy mơ hình phi tuyến cho kết phù hợp so với mơ hình tuyến tính 92 Bảng 4.13: Kết hồi quy với biến chuyển tiếp tỷ giá Biến Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t Xác suất Phần tuyến tính G=0 c 0,068 0,050 1,370 0,172 er 0,115 0,041 2,775 0,006 er (-1) 0,225 0,042 5,343 0,000 er (-2) -0,034 0,044 -0,757 0,450 Phần phi tuyến G=1 c 0,123 0,059 2,079 0,039 er -0,197 0,072 -2,734 0,007 er (-1) -0,344 0,077 -4,470 0,000 er (-2) -0,047 0,070 -0,673 0,502 Các biến độc lập khác inf_sa (-1) 0,625 0,065 9,576 0,000 inf_sa (-2) 0,091 0,061 1,488 0,138 iip_sa -0,003 0,008 -0,402 0,688 iip_sa (-1) 0,015 0,008 1,742 0,083 iip_sa (-2) 0,004 0,009 0,508 0,612 iip_sa (-3) -0,018 0,008 -2,105 0,037 iip_sa (-4) 0,007 0,009 0,767 0,444 iip_sa (-5) -0,008 0,008 -0,958 0,340 iip_sa (-6) -0,003 0,008 -0,320 0,749 iip_sa (-7) -0,001 0,008 -0,086 0,932 iip_sa (-8) -0,025 0,008 -3,021 0,003 iip_sa (-9) 0,014 0,008 1,676 0,095 gpi 0,030 0,007 4,333 0,000 gpi (-1) 0,021 0,007 2,901 0,004 Tốc độ điều chỉnh Tốc độ điều chỉnh 267,439 591,362 0,452 0,652 Giá trị ngưỡng Ngưỡng 0,094 0,010 9,328 0,000 R 0,741 Mean dependent var 0,554 Adjusted R2 0,710 S.D dependent var 0,656 S.E of regression 0,353 Akaike info criterion 0,861 Sum squared resid 24,225 Schwarz criterion 1,234 Log likelihood -69,841 Hannan-Quinn criter 1,011 F-statistic 24,109 Durbin-Watson stat 2,035 Prob(F-statistic) 0,000 G= G=1 ERPT ngắn hạn 0,115 -0,291 p_value 0,006 0,009 ERPT dài hạn 1,079 -0,994 p_value 0,000 0,000 Nguồn: tác giả tự tính tốn 93 Kết Bảng 4.14 kiểm định cho thấy khơng cịn phần phi tuyến kết hồi quy Với mức ý nghĩa 5%, kết từ kiểm định Bảng 4.14 cho thấy khơng cịn phần phi tuyến mơ hình Bảng 4.14: Kiểm định khơng cịn phần phi tuyến với biến tỷ giá Additive Nonlinearity Tests Null Hypothesis H04: b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 F-statistic 1,800 1,800 1,984 d.f (12, 182) (12, 182) (8, 186) p-value 0,051 0,051 0,051 d.f (4, 182) (4, 186) (4, 190) p-value 0,236 0,448 0,018 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Terasvirta Sequential Tests Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 F-statistic 1,398 0,929 3,043 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Nguồn: tác giả tự tính tốn Kết từ nghiên cứu cho thấy mức ngưỡng 0,094%/tháng chia kinh tế thành trạng thái: tỷ giá biến động mức ngưỡng 0,094%/tháng Trong ngắn hạn, tỷ giá biến động mức 0,094%/tháng, hệ số truyền dẫn ERPT 0,115 tỷ giá biến động vượt mức ngưỡng hệ số truyền dẫn lại giảm xuống mức -0,291 Trong dài hạn, kết cho thấy tỷ giá biến động mức ngưỡng hệ số truyền dẫn tích lũy mức cao 1,079 so với -0,994 biến động tỷ giá biến động vượt mức ngưỡng Cả ngắn hạn dài hạn cho thấy ERPT giảm tỷ giá biến động vượt giá trị ngưỡng Kết từ nghiên cứu cho thấy ngắn hạn dài hạn, thay đổi tỷ giá có mối quan hệ ngược chiều với mức độ truyền dẫn tỷ giá có ý nghĩa thống kê, mức 1% Kết ngược chiều ngắn hạn cho thấy vấn đề “chi phí thực đơn” dường khơng tồn Việt Nam, doanh nghiệp sẵn sàng chuyển thay đổi tỷ giá vào giá cho dù mức thay đổi ngưỡng Tuy nhiên biến động tỷ 94 giá vượt ngưỡng mức độ truyền dẫn tỷ giá lại giảm, điều cho thấy Việt Nam tồn vấn đề “duy trì thị phần” ảnh hưởng đến hành vi định giá doanh nghiệp giai đoạn tỷ giá biến động vượt mức ngưỡng Có nghĩa doanh nghiệp chuyển nhiều thay đổi tỷ giá vào giá bán mức biến động thấp dẫn đến hệ số truyền dẫn cao Còn biến động tỷ giá trở nên cao doanh nghiệp ngần ngại chuyển nhiều thay đổi tỷ giá vào giá nhằm tránh gây biến động thị phần, kết làm giảm mức độ truyền dẫn Trong dài hạn biến động tỷ giá vượt qua mức ngưỡng, doanh nghiệp kinh tế hành động tương tự, điều cho thấy tâm lý “duy trì thị phần” tồn mạnh kinh tế Việt Nam Kết nghiên cứu tương đồng với chứng thực nghiệm vế mối quan hệ phi tuyến ERPT với biến động tỷ giá tìm thấy Gil-Pareja (2000), Olivei (2002), Pollard Coughlin (2004), Bussière (2013), Nogueira Ln-Ledesma (2008), Cheikh (2012) Hình 4.6: Hàm chuyển tiếp biến tỷ giá Threshold Weight Function Logistic (c = 0.0936333) 1.0 0.8 Weight 0.6 0.4 0.2 0.0 -2 -1 ER(-3) Nguồn: tác giả tự tính tốn 95 Hình 4.6 cho thấy trình chuyển tiếp đột ngột trạng thái minh họa phần cho nhạy cảm cao doanh nghiệp trước cú sốc tỷ giá thị trường Việt Nam Hình 4.7 cho thấy biến chuyển tiếp tỷ giá vượt mức ngưỡng hệ số truyền dẫn gia tăng Các giai đoạn ERPT cao tương ứng với thời kỳ mà biến động tỷ giá cao Việt Nam giai đoạn cuối năm 2008, giai đoạn 2010 – 2012 giai đoạn 2015 – 2016 Hình 4.7: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp tỷ giá theo thời gian 1.8 1.6 1.4 1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 -1 0.0 -2 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 2018 Bien chuyen tiep er(-3) Ham chuyen tiep Nguong c=0.0936333 Ghi chú: Trục tung bên trái đo lường giá trị hàm chuyển tiếp; trục tung bên phải đo lường giá trị biến chuyển tiếp Nguồn: tác giả tự tính tốn 4.4.2.3 Biến chuyển tiếp độ bất ổn tỷ giá Phần luận án kiểm tra sâu thêm nhằm đánh giá liệu độ bất ổn tỷ giá có ảnh hưởng đến chế truyền dẫn tỷ giá hay không Độ bất ổn tỷ giá tính độ lệch chuẩn tỷ giá danh nghĩa hàng ngày Độ bất ổn tỷ giá lấy logarit để đảm bảo liệu dừng trước đưa vào mơ hình hồi quy Độ bất ổn tỷ giá biểu thị cho mức độ phân tán thay đổi tỷ giá theo thời gian Độ bất ổn 96 thấp nghĩa biến đổi tỷ giá không bị biến động đột ngột mà diễn từ từ sau khoảng thời gian Ngược lại, độ bất ổn cao biểu thị cho thay đổi đột ngột (có thể tăng giảm) tỷ giá thời gian ngắn Luận án kiểm tra giá trị trễ từ đến biến động tỷ giá làm biến chuyển tiếp thu kết Bảng 4.15 So sánh kết từ mơ hình với đề xuất Luukkonen cộng (1998), Teräsvirta (2006) cho thấy giá trị trễ biến chuyển tiếp 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 (Xem phụ lục 5.7) Mơ hình chuyển tiếp lựa chọn phù hợp tình mơ hình LSTR ngưỡng Ước tính ERPT tóm tắt Bảng 4.16, luận án tính hệ số truyền dẫn ngắn hạn dài hạn Các giá trị thống kê mơ hình R2, F test AIC trình bày Kết kiểm tra khơng cịn phi tuyến, với mức ý nghĩa 5%, kết từ kiểm định cho thấy mơ hình có biến chuyển tiếp lner_std(-7) khơng cịn chứa phần phi tuyến (Bảng 4.17) Bảng 4.15: Kiểm định lựa chọn mô hình với biến chuyển tiếp biến động tỷ giá erstd9 (-1) Linearity Tests H04: b1=b2=b3=b4=0 0,094 H03: b1=b2=b3=0 0,134 H02: b1=b2=0 0,043 H01: b1=0 0,059 Terasvirta Sequential Tests erstd (-1) H3: b3=0 0,804 H2: b2=0 | b3=0 0,142 H1: b1=0 | b2=b3=0 0,059 Linear Lựa chọn mơ hình erstd (-2) erstd (-3) erstd (-4) erstd (-5) erstd (-6) erstd (-7) 0,500 0,431 0,256 0,179 0,349 0,277 0,119 0,191 0,002 0,001 0,000 0,000 0,742 0,834 0,770 0,386 0,004 0,030 0,177 0,177 0,008 0,006 0,002 0,006 erstd (-2) 0,715 0,424 0,179 erstd (-3) 0,791 0,155 0,191 erstd (-4) 0,248 0,236 0,000 erstd (-5) 0,650 0,943 0,386 erstd (-6) 0,024 0,270 0,177 erstd (-7) 0,545 0,030 0,006 Linear Linear LSTR1 Linear LSTR1 LSTR1 Nguồn: tác giả tự tính tốn Ký hiệu erstd bảng thay cho lner_std (tính log độ lệch chuẩn tỷ giá) 97 Kết từ Bảng 4.16 cho thấy tồn mức ngưỡng có ý nghĩa thống kê độ bất ổn tỷ giá 4,22% Kết từ mơ hình LSTR cho thấy ERPT thay đổi độ biến động tỷ giá mức ngưỡng mức ngưỡng Trong ngắn hạn, kết mối quan hệ chiều có ý nghĩa mức độ bất ổn tỷ giá mức độ truyền dẫn tỷ giá Cụ thể, độ bất ổn tỷ giá mức ngưỡng mức độ truyền dẫn thấp đạt mức -0,109 mức độ biến động tỷ giá vượt qua mức ngưỡng hệ số truyền dẫn tăng lên mức 0,168 Kết tương tự tìm thấy dài hạn, mức độ truyền dẫn tỷ giá dài hạn tăng độ bất ổn tỷ giá vượt mức ngưỡng, nhiên kết chưa đủ chứng thống kê Kết cho thấy độ bất ổn tỷ giá thấp doanh nghiệp chịu đựng, tránh thay đổi giá bán gây xáo trộn thị phần làm cho hệ số truyền dẫn thấp Tuy nhiên, độ bất ổn tỷ giá trở nên cao việc điều chỉnh giá để phản ánh đầy đủ thay đổi tỷ giá cần thiết nhằm trì hoạt động ổn định an toàn cho doanh nghiệp, hệ số truyền dẫn gia tăng chiều với độ bất ổn tỷ giá Bảng 4.16: Kết hồi quy với biến chuyển tiếp biến động tỷ giá lner_std(7) Biến c er er (-1) er (-2) c er er (-1) er (-2) inf_sa (-1) inf_sa (-2) iip_sa iip_sa (-1) iip_sa (-2) Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Phần tuyến tính G=0 0,120 0,039 -0,109 0,054 0,143 0,039 -0.112 0,041 Phần phi tuyến G=1 0,062 0,104 0,277 0,121 -0,195 0,175 0,183 0,191 Các biến độc lập khác 0,640 0,064 0,108 0,059 -0,007 0,008 0,015 0,008 -0,001 0,008 Thống kê t Xác suất 3,041 -2,025 3,664 -2,766 0,003 0,044 0,000 0,006 0,594 2,294 -1,115 0,958 0,553 0,023 0,266 0,339 10,008 1,817 -0,818 1,772 -0,150 0,000 0,071 0,414 0,078 0,881 98 iip_sa (-3) iip_sa (-4) iip_sa (-5) iip_sa (-6) iip_sa (-7) iip_sa (-8) iip_sa (-9) gpi gpi (-1) Tốc độ điều chỉnh Ngưỡng R Adj R2 S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) -0,017 0,008 -1,998 0,000 0,008 0,028 -0,004 0,008 -0,476 -0,002 0,008 -0,273 -0,004 0,008 -0,503 -0,023 0,008 -2,842 0,013 0,008 1,640 0,024 0,007 3,529 0,021 0,007 3,047 Tốc độ điều chỉnh 2,927 4,486 0,653 Giá trị ngưỡng 4,219 0,567 7,443 0,723 Mean dependent var 0,690 S,D dependent var 0,365 Akaike info criterion 25,892 Schwarz criterion -77,096 Hannan-Quinn criter 22,013 Durbin-Watson stat 0,000 ERPT ngắn hạn p_value ERPT dài hạn p_value G= -0,109 0,044 -0,311 0,343 0,047 0,978 0,635 0,785 0,615 0,005 0,103 0,001 0,003 0,515 0,000 0,554 0,656 0,927 1,300 1,078 2,087 G=1 0,168 0,093 0,738 0,333 Nguồn: tác giả tự tính tốn Bảng 4.17: Kiểm định khơng cịn phi tuyến với biến biến động tỷ giá Additive Nonlinearity Tests Null Hypothesis H04: b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 H01: b1=0 F-statistic 1,163 1,500 2,128 3,364 d.f (16, 178) (12, 182) (8, 186) (4, 190) p-value 0,302 0,127 0,035 0,011 d,f, (4, 182) (4, 186) (4, 190) p-value 0,872 0,466 0,011 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Terasvirta Sequential Tests Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 F-statistic 0,308 0,898 3,364 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Nguồn: tác giả tự tính tốn 99 Hình 4.8: Hàm chuyển tiếp biến động tỷ giá Threshold Weight Function Logistic (c = 4.21949) 1.0 0.8 Weight 0.6 0.4 0.2 0.0 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 5.0 5.5 6.0 ER_STD(-7) Nguồn: tác giả tự tính tốn Hình 4.8 thể mối quan hệ hệ số truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát theo thời gian biến chuyển tiếp độ bất ổn tỷ giá Hình 4.9: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp độ bất ổn tỷ giá theo thời gian 1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 2018 Nguong c = 4.219489 Bien chuyen tiep ER_STD(-7) Ham chuyen tiep Ghi chú: Trục tung bên trái đo lường giá trị hàm chuyển tiếp; trục tung bên phải đo lường giá trị biến chuyển tiếp Nguồn: tác giả tự tính tốn 100 Hình 4.9 cho thấy mối quan hệ mức độ truyền dẫn ERPT độ bất ổn tỷ giá theo thời gian Chúng ta dễ dàng nhận thấy mối quan hệ chiều hệ số ERPT độ bất ổn tỷ giá Vào giai đoạn độ bất ổn tỷ giá tăng lên mức độ truyền dẫn tăng vào giai đoạn độ bất ổn tỷ giá thấp mức độ truyền dẫn thay đổi tỷ giá vào giá có khuynh hướng thấp 4.4.2.4 Biến chuyển tiếp tăng trưởng sản lượng công nghiệp (đại diện cho chu kỳ kinh tế) Trong phần phân tích này, luận án tìm lời giải đáp cho câu hỏi liệu mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát có phụ thuộc vào chu kỳ kinh tế dạng phi tuyến hay không mối iquan hệ đồng biến hay nghịch biến Bằng chứng từ thực nghiệm từ số nghiên cứu điển hình giới Goldfajn Werlang (2000), Correa Minella (2006), Przystupa Wróbel (2011), Nogueira Leon Ledesma (2008), Cheikh (2012) cho thấy chu kỳ kinh tế có ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn tỷ giá, nhiên kết mối quan hệ đồng biến hay nghịch biến mức độ truyền dẫn chu kỳ kinh tế có khác biệt nghiên cứu Chúng ta dễ thấy rằng, thời kỳ kinh tế bùng nổ, doanh nghiệp sẵn sàng truyền dẫn gia tăng chi phí đến từ biến động tỷ giá vào giá, nghĩa ERPT tăng lên giai đoạn kinh tế thịnh vượng thời kỳ kinh tế suy thoái Lập luận xuất phát từ quan điểm trường phái kinh tế học keynes (New Keynesian) theo phần mark-up lợi nhuận biên có tính thuận chu kỳ từ làm cho giá có khuynh hướng di chuyển chiều với chu kỳ kinh tế, giá gia tăng suốt thời kỳ mở rộng giảm suốt thời kỳ suy thối (Nekarda Ramey, 2013) Ngồi ra, trường phái kinh tế học Keynes lập luận sức mạnh đàm phán tiền lương trở nên mạnh thời kỳ kinh tế phục hồi, điều góp phần làm cho giá tăng Như thấy doanh nghiệp sẵn lịng chuyển thay đổi tỷ giá vào giá kinh tế bùng nổ thời kỳ suy thối 101 Goldfajn Werlang (2000) tìm thấy chứng phản ứng bất đối xứng ERPT chu kỳ kinh tế mẫu nghiên cứu 71 quốc gia Theo tác giả này, đồng nội tệ giảm giá mức độ truyền dẫn cao vào giá suốt thời kỳ kinh tế thịnh vượng Correa Minella (2006), Przystupa Wrobel (2011) thảo luận chênh lệch sản lượng vượt mức ngưỡng định ERPT trở nên cao Nghiên cứu Nogueira Ln-ledesma (2008) sử dụng mơ hình LSTR để nắm bắt hiệu ứng ERPT phi tuyến liên quan đến chu kỳ kinh tế cho thấy diện ERPT phi tuyến mẫu nước phát triển phát triển có thực thi sách lạm phát mục tiêu Tương tự Cheikh (2012) sử dụng mô hình STR để nghiên cứu ảnh hưởng chu kỳ kinh tế lên mức độ truyền dẫn Tác giả cho thấy kết khơng đồng nhất, cụ thể có nước mẫu nghiên cứu ERPT cao thời kỳ kinh tế mở rộng có chứng ERPT cao thời kỳ suy thoái nhóm nước khác Bảng 4.18: Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp iip_sa (-1) Linearity Tests H04: b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 H01: b1=0 Terasvirta Sequential Tests H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Lựa chọn mơ hình iip_sa (-2) iip_sa (-3) iip_sa (-4) iip_sa (-5) iip_sa (-6) 0,139 0,315 0,254 0,544 0,180 0,221 0,731 0,444 0,000 0,001 0,001 0,008 0,021 0,006 0,015 0,062 0,007 0,363 0,329 0,108 0,003 0,013 0,019 0,189 iip_sa (-1) 0,444 0,147 0,544 Linear iip_sa (-2) 0,046 0,781 0,444 Linear iip_sa (-3) 0,141 0,014 0,008 LSTR iip_sa (-4) 0,068 0,039 0,062 ESTR iip_sa (-5) 0,408 0,735 0,108 Linear iip_sa (-6) 0,008 0,018 0,189 Linear Nguồn: tác giả tự tính tốn Dựa theo nghiên cứu Nogueira León-Ledesma (2008) Cheikh (2012), luận án sử dụng mơ hình LSTR nghiên cứu mối quan hệ phi tuyến ERPT kinh tế tình trạng mở rộng thu hẹp Để đại diện cho chu kỳ kinh tế Nogueira León-Ledesma (2008), Cheikh (2012) đề xuất sử dụng tốc độ tăng trưởng GDP Tuy nhiên liệu GDP Việt Nam khơng có liệu theo tháng nên luận án 102 thay GDP sản lượng công nghiệp tỉ lệ tăng trưởng sản lượng cơng nghiệp dùng để đại diện cho chu kỳ kinh tế nghiên cứu Luận án sử dụng biến trễ tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp biến chuyển tiếp (𝑠𝑡 = 𝑖𝑖𝑝_𝑠𝑎𝑡_𝑗 ) mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn Khi giá trị biến chuyển tiếp vượt mức ngưỡng đại diện cho trạng thái kinh tế mở rộng ngược lại kinh tế thu hẹp suy thoái Luận án kiểm tra giá trị trễ biến đo lường tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp đại diện cho chu kỳ kinh tế Việt Nam từ đến So sánh kết từ mơ hình bảng 4.18 với đề xuất Luukkonen cộng (1998), Teräsvirta (2006) cho thấy giá trị trễ phù hợp Mơ hình xây dựng với biến tăng trưởng sản lượng nghiệp có giá trị 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 (xem phụ lục 6.3) Theo Dijk cộng (2002), dựa vào kết kiểm định từ bảng 4.19 cho thấy mơ hình LSTR ngưỡng phù hợp để diễn tả tiến trình truyền dẫn tỷ giá kinh tế chuyển từ trạng thái thu hẹp sang mở rộng Khi sử dụng biến tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp để đại diện cho chu kỳ kinh tế Việt Nam, theo kết thực nghiệm từ Bảng 4.19 tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp vượt mức 0,902%/tháng xem kinh tế tăng trưởng mở rộng, mức tăng trưởng mức ngưỡng gọi kinh tế suy thối thu hẹp Ngồi việc ước tính giá trị ngưỡng, Bảng 4.19 trình bày tốc độ biến chuyển tiếp hệ số truyền dẫn hai trạng thái kinh tế thu hẹp (G =0) kinh tế tăng trưởng/mở rộng (G=1) Hệ số truyền dẫn ngắn hạn dài hạn trình bày Bảng 4.19 Dựa theo giá trị R2, AIC, SSR, nghiên cứu cho thấy mơ hình phi tuyến phù hợp với liệu so với mơ hình tuyến tính Kiểm định phù hợp mơ hình có biến chuyển tiếp tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp có độ trễ trình bày bảng Bảng 4.20, theo mơ hình khơng cịn chứa phần phi tuyến 103 Luận án tìm thấy chứng truyền dẫn phi tuyến tỷ giá vào lạm phát theo chu kỳ kinh tế Mặc dù kết có ý nghĩa thống kê phần đại diện trạng thái thu hẹp kinh tế cho trường hợp ngắn hạn Kết từ nghiên cứu không đồng ngắn hạn dài hạn Cụ thể, ngắn hạn kinh tế thu hẹp ERPT tăng, ERPT lại giảm kinh tế mở rộng Trong dài hạn, hệ số ERPT thể thuận chu kỳ kinh tế, cụ thể ERPT cao kinh tế trạng thái mở rộng/tăng trưởng so với kinh tế suy thối Bảng 4.19: Kết hồi quy mơ hình với biến chuyển tiếp tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp Biến c er er (-1) er (-2) c er er (-1) er (-2) inf_sa (-1) inf_sa (-2) iip_sa iip_sa (-1) iip_sa (-2) iip_sa (-3) iip_sa (-4) iip_sa (-5) iip_sa (-6) iip_sa (-7) iip_sa (-8) iip_sa (-9) gpi gpi (-1) Tốc độ điều chỉnh Ngưỡng R Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Thống kê t Phần tuyến tính G=0 0,120 0,054 2,234 0,105 0,053 1,992 -0,118 0,083 -1,425 -0,024 0,040 -0,605 Phần phi tuyến G=1 0,017 0,081 0,212 -0,143 0,084 -1,697 0,304 0,093 3,265 -0,082 0,081 -1,012 Các biến độc lập khác 0,619 0,083 7,435 0,128 0,092 1,400 -0,006 0,009 -0,715 0,017 0,008 2,015 0,003 0,010 0,328 -0,023 0,014 -1,574 0,005 0,009 0,560 -0,006 0,009 -0,696 -0,001 0,011 -0,053 -0,005 0,008 -0,547 -0,024 0,010 -2,517 0,015 0,009 1,653 0,030 0,006 4,565 0,018 0,006 3,190 Tốc độ điều chỉnh 63,338 362,057 0,175 Giá trị ngưỡng 0,902 0,071 12,684 0,724 Mean dependent var Xác suất 0,027 0,048 0,156 0,546 0,832 0,091 0,001 0,313 0,000 0,163 0,475 0,045 0,743 0,117 0,576 0,487 0,958 0,585 0,013 0,100 0,000 0,002 0,861 0,000 0.554 104 Adjusted R2 S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Ngắn hạn p_value Dài hạn p_value 0,691 0,365 25,804 -76,725 22,117 0,000 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat G=0 0,105 0,0145 -0,145 0,650 0.656 0.924 1.297 1,075 2,051 G=1 -0,038 0,484 0,166 0,671 Nguồn: tác giả tự tính tốn Bảng 4.20: Kiểm định khơng cịn phi tuyến với biến tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp Additive Nonlinearity Tests Null Hypothesis H04:b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 H01: b1=0 F-statistic 1,971 1,971 1,971 0,709 d.f (7, 187) (7, 187) (7, 187) (3, 191) p-value 0,061 0,061 0,061 0,548 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Terasvirta Sequential Tests Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 F-statistic NA 2,896 0,709 d.f (0, 187) (4, 187) (3, 191) p-value NA 0,023 0,547 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Nguồn: tác giả tự tính tốn Hình 4.10 minh họa hàm chuyển thời gian với biến chuyển tiếp tốc độ tăng trưởng sản lượng Phát từ phần nghiên cứu cho trình truyền dẫn Việt Nam chịu ảnh hưởng chu kỳ kinh tế tương tự với chứng thực nghiệm tìm thấy Nogueira Ln-Ledesma (2008), Correa Minella (2006), Goldfajn Werlang (2000), Cheikh (2012) Ngoài ra, nghiên cứu cho thấy quan hệ chiều mức độ truyền dẫn tỷ giá chu kỳ kinh tế Việt Nam dài hạn góp phần làm sáng tỏ tính chất thuận chu kỳ giá hàng hóa Việt Nam dài hạn theo lý thuyết Keynes 105 Hình 4.10: Hàm chuyển tiếp biến tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp Threshold Weight Function Logistic (c = 0.901948) 1.0 0.8 Weight 0.6 0.4 0.2 0.0 -6 -5 -4 -3 -2 -1 IIP_SA(-3) Nguồn: tác giả tự vẽ Hình 4.11: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp tốc độ tăng trưởng sản lượng công nghiệp theo thời gian 1.4 1.2 1.0 0.8 0.6 0.4 -2 0.2 -4 0.0 -6 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 2018 Bien chuyen tiep iip_sa(-3) Ham chuyen tiep Nguong c = 0.901948 Ghi chú: Trục tung bên trái đo lường giá trị hàm chuyển tiếp; trục tung bên phải đo lường giá trị biến chuyển tiếp Nguồn: tác giả tự vẽ 106 Hình 4.11 thể mối quan hệ hàm chuyển thời gian, giá trị ngưỡng biến ngưỡng Theo thời điểm sản lượng công nghiệp vượt giá trị ngưỡng giá trị hàm chuyển tiếp tăng tương xứng ngược lại 4.4.2.5 Biến chuyển tiếp biến độ mở thương mại Phần luận án kiểm tra ảnh hưởng độ mở thương mại đến chế truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Đầu tiên luận án sử dụng mơ hình ARDL(p,q) để xây dựng mơ hình hồi quy bản, sau xây dựng mơ hình STR thực kiểm định mối quan hệ truyền dẫn phi tuyến tỷ giá vào lạm phát theo mức độ mở cửa kinh tế Để đánh giá mối quan hệ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát theo mối quan hệ tuyến tính luận án sử dụng mơ hình hối quy tuyến tính ARDL với liệu theo quý Mơ hình ARDL(p,q) thiết lập sau: 𝑝 𝑞1 𝑞2 𝑞3 inf _𝑠𝑎𝑡 = 𝛼0 + ∑ 𝜆𝑗 inf _𝑠𝑎𝑡−𝑗 + ∑ 𝛽𝑗 𝑒𝑟𝑡−𝑗 + + ∑ 𝛹𝑗 𝑖𝑚𝑝𝑡−𝑗 + ∑ 𝛿𝑗 𝑜𝑝𝑔𝑡−𝑗 + 𝜀𝑡 𝑗=1 𝑗=0 𝑗=0 𝑗=0 Trong mơ hình ARDL(p,q), hệ số truyền dẫn ngắn hạn dài hạn tính sau: 𝑆𝑅 𝐸𝑅𝑃𝑇 = 𝛽0 ∑𝑞1 𝑗=𝑜 𝛽𝑗 𝐿𝑅 𝐸𝑅𝑃𝑇 = 𝑝 − ∑𝑗=1 𝜆𝑗 Hình 4.12: Tiêu chuẩn AIC lựa chọn mơ hình ARDL (dữ liệu q) Akaike Information Criteria (top 20 models) -6.13 -6.14 -6.15 -6.16 -6.17 -6.18 -6.19 ARDL(4, 3, 1, 0) ARDL(3, 3, 2, 1) ARDL(3, 4, 2, 0) ARDL(3, 3, 0, 1) ARDL(3, 3, 1, 1) ARDL(3, 4, 0, 0) ARDL(2, 3, 3, 0) ARDL(2, 3, 2, 1) ARDL(2, 4, 2, 0) ARDL(2, 3, 0, 1) ARDL(3, 4, 1, 0) ARDL(2, 4, 0, 0) ARDL(2, 3, 1, 1) ARDL(3, 3, 2, 0) ARDL(3, 3, 0, 0) ARDL(2, 4, 1, 0) ARDL(3, 3, 1, 0) ARDL(2, 3, 2, 0) ARDL(2, 3, 0, 0) ARDL(2, 3, 1, 0) -6.20 Nguồn: tác giả tự vẽ 107 Bảng 4.21: Kết hồi quy mơ hình ARDL (2,3,1,0) Biến inf_sa(-1) inf_sa(-2) er er(-1) er(-2) er(-3) opg opg(-1) imp c R2 Adjusted R2 S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Hệ số hồi quy 1,046 -0,427 0,178 -0,019 -0,242 0,387 -0,001 0,001 0,012 0,005 0,692 0,643 0,010 0,006 218,025 14,229 0,000 Sai số chuẩn Thống kê t 0,134 7,794 0,153 -2,789 0,142 1,255 0,157 -0,121 0,135 -1,795 0,127 3,050 0,001 -0,936 0,001 1,419 0,046 0,251 0,002 2,413 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat Xác xuất 0,000 0,007 0,214 0,904 0,078 0,004 0,353 0,161 0,802 0,019 0,018 0,017 -6,210 -5,881 -6,080 1,913 Nguồn: tác giả tự tính tốn Hình 4.13: Kiểm định CUSUM cho mơ hình ARDL (2,3,1,0) 30 20 10 -10 -20 -30 04 05 06 07 08 09 10 CUSUM 11 12 13 14 15 16 17 18 5% Significance Nguồn: Từ phần mềm Eviews 108 Bảng 4.21 cho thấy hệ số truyền dẫn tỷ giá tiếp cận theo mơ hình ARDL tuyến tính Trong ngắn hạn, kết cho thấy tỷ giá biến động 1% lạm phát thay đổi 0,178%, dài hạn 0,798% Kết cho thấy dài hạn mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát lớn Tiếp theo, dựa mơ hình ARDL(2,3,1,0) sở, luận án kiểm tra giá trị trễ từ đến biến độ mở thương mại làm biến chuyển tiếp mơ hình hồi quy chuyểp tiếp trơn So sánh giá trị kiểm định mơ hình Bảng 4.22 với đề xuất Luukkonen cộng (1998), Teräsvirta (2006) cho thấy giá trị trễ biến chuyển tiếp 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 (xem phụ lục 7.2) Mơ hình chuyển tiếp lựa chọn phù hợp tình mơ hình LSTR ngưỡng Bảng 4.22: Kiểm định lựa chọn mơ hình với biến chuyển tiếp thay đổi độ mở thương mại (open) Linearity Tests H04: b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 H01: b1=0 Terasvirta Sequential Tests H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Lựa chọn mơ hình open (-1) open (-2) open (-3) open (-4) open (-5) open (-6) 0,004 0,100 0,197 0,043 0,075 0,041 0,125 0,180 0,000 0,000 0,001 0,438 0,001 0,000 0,001 0,237 0,005 0,008 0,004 0,459 0,004 0,001 0,018 0,748 open (-1) 0,125 0,780 0,043 open (-2) 0,067 0,171 0,190 open (-3) 0,040 0,000 0,438 open (-4) 0,009 0,001 0,237 open (-5) 0,285 0,001 0,459 open (-6) 0,006 0,003 0,748 Linear LSTR ESTR ESTR ESTR ESTR Nguồn: tác giả tự tính tốn Hệ số ERPT tóm tắt Bảng 4.23, luận án tính hệ số truyền dẫn ngắn hạn dài hạn Các giá trị thống kê mơ hình R2, F test AIC trình bày Kết kiểm tra khơng cịn phi tuyến, với mức ý nghĩa 5%, kết từ kiểm định cho thấy mơ hình khơng cịn chứa phần phi tuyến (Bảng 4.24) 109 Kết từ Bảng 4.23 cho thấy tồn mức ngưỡng có ý nghĩa thống kê tốc độ gia tăng độ mở thương mại 1,7% Kết từ mơ hình LSTR cho thấy hệ số truyền dẫn tỷ giá thay đổi phụ thuộc vào độ mở thương mại cao hay thấp Việt Nam Trong ngắn hạn, kết mối quan hệ ngược chiều độ mở thương mại mức độ truyền dẫn tỷ giá Cụ thể, độ mở thương mại mức ngưỡng mức độ truyền dẫn cao mức 0,119 mức độ biến động tỷ giá vượt qua mức ngưỡng mức độ truyền dẫn giảm xuống -0,189 Kết dài hạn cho thấy mức độ truyền dẫn tỷ giá giảm độ mở thương mại vượt mức ngưỡng Tuy nhiên kết hồi quy ngắn hạn dài hạn mơ hình chưa đủ chứng thống kê, ngoại trừ kết ERPT dài hạn độ mở thương mại ngưỡng có ý nghĩa thống kê Kết từ mơ hình STR tồn mối quan hệ ngược chiều mức độ truyền dẫn mức độ mở cửa kinh tế Việt Nam nghĩa độ thương mại gia tăng mức độ truyền dẫn giảm đi, độ mở cửa kinh tế thấp mức độ truyền dẫn lại cao Kết từ nghiên cứu cung cấp thêm chứng giúp làm sáng tỏ kết nối từ lập luận Romer (1993) Taylor (2000) Bởi Romer (1993) cho thấy mối quan hệ ngược chiều lạm phát độ mở thương mại Taylor (2000) cho thấy ERPT chiều với mức lạm phát kinh tế, ERPT độ mở thương mại tồn mối quan hệ ngược chiều Kết từ nghiên cứu thấy sức mạnh định giá doanh nghiệp mức độ mở cửa khác kinh tế nguyên nhân đưa đến kết Khi mức độ mở cửa gia tăng nghĩa mức độ cạnh tranh kinh tế gia tăng đáng kể, doanh nghiệp dịch chuyển thay đổi tỷ giá vào mức giá so với mức độ mở cửa thấp điều làm giảm hệ số ERPT 110 Bảng 4.23: Kết hồi quy với biến chuyển tiếp độ mở thương mại open(-2) mơ hình LSTR Biến c er er(-1) er(-2) er(-3) c er er(-1) er(-2) er(-3) inf_sa(-1) inf_sa(-2) g_opg g_opg(-1) imp Tốc độ điều chỉnh Ngưỡng R Adjusted R2 S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) Hệ số hồi quy Sai số chuẩn Phần tuyến tính G=0 0,003 0,003 0,119 0,156 0,420 0,210 -0,226 0,157 0,267 0,134 Phần phi tuyến G=1 0,008 0,005 -0,308 0,372 -1,434 0,422 -0,212 0,506 0,473 0,519 Các biến độc lập khác 0,992 0,135 -0,368 0,148 0,000 0,001 0,002 0,001 -0,040 0,048 Tốc độ điều chỉnh 915.061 1436.498 Giá trị ngưỡng 0,017 0,772 0,699 0,009 0,004 228,066 10,567 0,000 ERPT ngắn hạn p_value ERPT dài hạn p_value Thống kê t Xác suất 0,943 0,760 1,995 -1,443 1,991 0,350 0,451 0,052 0,155 0,052 1,589 -0,828 -3,396 -0,418 0,912 0,118 0,412 0,001 0,677 0,366 7,342 -2,489 -0,076 2,025 -0,844 0,000 0,016 0,940 0,048 0,403 0.637 0.527 0,002 9,755 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0,000 0,018 0,017 -6,300 -5,741 -6,079 1,649 G= 0,119 0,655 0,779 0,081 G=1 -0,189 0,583 -1,211 0,303 Nguồn: tác giả tự tính tốn Bảng 4.24: Kiểm định khơng cịn phần phi tuyến độ mở thương mại (open) 111 Additive Nonlinearity Tests Null Hypothesis H04:b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 H01: b1=0 F-statistic 0,884 1,074 0,851 1,087 d.f (20, 31) (15, 36) (10, 41) (5, 46) p-value 0,606 0,411 0,585 0,381 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Terasvirta Sequential Tests Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 F-statistic d.f 1,432 (5, 36) 0,655 (5, 41) 1,087 (5, 46) p-value 0,236 0,659 0,381 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Nguồn: tác giả tự tính tốn Hình 4.14: Hàm chuyển tiếp thay đổi độ mở thương mại (open) Threshold Weight Function Logistic (c = 0.0169457) 1.0 0.8 Weight 0.6 0.4 0.2 0.0 -.06 -.05 -.04 -.03 -.02 -.01 00 01 02 03 04 05 GOPEN(-2) Nguồn: tác giả tự vẽ Hình 4.14 minh họa hàm chuyển thời gian với biến chuyển tiếp độ mở thương mại ngưỡng 1,69% Hình 4.15: Mối quan hệ hàm chuyển tiếp biến chuyển tiếp độ mở theo thời gian 112 1.2 06 1.0 04 0.8 02 0.6 00 0.4 -.02 0.2 -.04 0.0 -.06 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 2018 Bien chuyen tiep GOPEN(-2) Ham chuyen tiep Nguong c=0.016946 Ghi chú: Trục tung bên trái đo lường giá trị hàm chuyển tiếp; trục tung bên phải đo lường giá trị biến chuyển tiếp Nguồn: Tác giả tự vẽ Hình 4.15 thể mối quan hệ hệ số truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát theo thời gian biến chuyển tiếp 4.5 Tổng kết chương kết nghiên cứu Kết từ nghiên cứu cho thấy tồn nhiều chứng phong phú mối quan hệ phi tuyến truyền dẫn tỷ giá yếu tố thuộc môi trường vĩ mô Việt Nam Nghĩa hệ số truyền dẫn khác tùy thuộc vào yếu tố thị trạng thái kinh tế thay đổi thấp cao mức ngưỡng Nhìn chung, truyền dẫn tỷ giá có tương quan chiều với mức độ lạm phát kinh tế rủi ro tỷ giá hối đoái Tuy nhiên, hệ số truyền dẫn tỷ giá lại tương quan nghịch chiều với thay đổi tỷ giá độ mở thương mại Sự bùng phát lạm phát cao, kinh tế tăng trưởng mức rủi ro tỷ giá gia tăng thúc đẩy doanh nghiệp chuyển dịch thay đổi tỷ giá vào giá nhiều 113 người tiêu dùng ý dễ dàng chấp nhận tăng giá bối cảnh Khi biến động tỷ giá vượt mức ngưỡng độ mở thương mại cao làm giảm mức độ truyền dẫn tỷ giá, điều cho thấy phần doanh nghiệp ngại chuyển nhiều biến động tỷ giá vào giá bán ảnh hưởng đến thị phần họ Mức độ cạnh tranh cao thúc đẩy doanh nghiệp bảo vệ thị phần từ hạn chế truyền dẫn nhiều thay đổi tỷ giá Mặt khác, điều phản ánh sinh động thực trạng kiểm soát giá nước Chính phủ thời gian qua Có thể thấy điều kiện vĩ mô thay đổi lớn dễ tạo kỳ vọng lạm phát cao Việt Nam - điều gần trở thành vấn đề “mạn tính” kinh tế Do thời điểm này, sách bình ổn lạm phát Chính phủ thực suốt thời gian qua phát huy tác dụng, hàng loạt chương trình như: quỹ bình ổn giá xăng, chương trình bình ổn giá hàng hóa, khung giá viện phí, quỹ bình ổn giá điện, gạo10 triển khai Do đó, mơi trường Chính Phủ kiểm sốt mạnh mẽ loại giá doanh nghiệp chuyển nhiều biến động tỷ giá vào giá bán điều dễ hiểu Một điều thú vị khác mà luận án tìm thấy dài hạn, mức độ lạm phát, rủi ro tỷ giá, tốc độ tăng trưởng kinh tế mức ngưỡng ERPT thấp yếu tố vượt ngưỡng ERPT cao Điều cho thấy dài hạn doanh nghiệp điều chỉnh giá bán nhiều hơn, đặc biệt tình trạng bất ổn vĩ mô kéo dài chu kỳ kinh tế thuận lợi Luật giá 201211 quy định chi tiết danh mục, dịch vụ hàng hóa bình ổn, nhiên bình ổn giá, mục tiêu bình ổn giá Luật chưa rõ ràng dẫn đến áp đặt chủ quan người cách sách bình ổn giá Kết quan nhà nước điều hành sách Quỹ bình ổn giá điện, gạo bãi bỏ sau Nghị định 149/2016/NĐ-CP ban hành ngày 11/11/2016 “Sửa đổi, bổ sung số điều Nghị định số 177/2013/NĐ-CP ngày 14 tháng 11 năm 2013 Chính phủ quy định chi tiết hướng dẫn thi hành số điều Luật giá” http://vanban.chinhphu.vn/portal/page/portal/chinhphu/hethongvanban?class_id=1&_page=1&mode=detail& document_id=187123 11 Luật Giá: 11/2012/QH13, Quốc Hội thông qua ngày 20/6/2012 http://vanban.chinhphu.vn/portal/page/portal/chinhphu/hethongvanban?class_id=1&_page=1&mode=detail& document_id=163069 10 114 “giật cục” có độ trễ lớn với diễn biến giá thực tế Sự can thiệp chưa khoa học thiếu đồng bộ, thiếu sở vững không phát huy tác dụng dài hạn Cho nên vào thời điểm định giá kinh tế lò xo bị nén chặt, hoạt động sản xuất nước bị bóp nghẹt, nhiều doanh nghiệp rơi vào khó khăn để trì hoạt động kinh doanh buộc nhà nước phải nới lỏng sách kiểm sốt giá dẫn đến mức truyền dẫn tăng cao đáng kể giai đoạn 4.6 Hạn chế hướng mở rộng Luận án tập trung vào hành vi doanh nghiệp thay đổi trước trạng thái đơn lẻ khác kinh tế mà chưa kết hợp nhiều trạng thái khác mơ hình để có tranh tổng hợp tồn diện Việc địi hỏi phải có hỗ trợ kỹ thuật phức tạp mà giới có nghiên cứu theo hướng Luận án phân tích sở hành vi định giá doanh nghiệp làm thay đổi hệ số truyền dẫn mà chưa lồng ghép với vấn đề sách tiền tệ, tài khóa, kết hợp cần thực dựa theo khung phân tích khác rộng tổng quát nghiên cứu này, hướng mở rộng thú vị cho nghiên cứu Mở rộng nghiên cứu cách sử dụng mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn hệ phương trình (STVAR, STVECM) để khai thác mối quan hệ đan xen, tương tác lẫn biến vĩ mô Mở rộng liệu theo hướng vào ngành chi tiết (sản xuất thương mại, dịch vụ) loại mặt hàng cụ thể (xăng dầu, lương thực) để thấy rõ hành vi định giá doanh nghiệp yếu tố vĩ mô thay đổi 115 CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý CHÍNH SÁCH Chương luận án trình bày kết luận chủ yếu rút từ kết thực nghiệm gợi ý sách điều hành cho quan quản lý Bảng 5.1 Tập hợp kết hồi quy từ mơ hình STR Biến chuyển tiếp Hệ số ERPT Dưới ngưỡng G=0 Trên ngưỡng G=1 Lạm phát c = 1,195 γ = 31,453 Ngắn hạn 0,010 0,100** Dài hạn -0,483 1,396** Biến động tỷ giá c = 0,094 γ = 267,439 Độ bất ổn tỷ giá c = 1,962 γ = 8,642 Ngắn hạn 0,115*** -0,082*** Dài hạn 1,079*** -0,994*** Ngắn hạn -0,109** 0,168* Dài hạn -0,311 0,738 Chu kỳ kinh tế c = 0,902 γ = 63,338 Ngắn hạn 0,105** -0,038 Dài hạn -0,145 0,166 Độ mở thương mại c = 0,017 γ = 915,061 Ngắn hạn 0,119 -0,189 Dài hạn 0,779** -1,211 Nguồn: Tổng hợp kết nghiên cứu tác giả Thứ nhất, ngắn hạn hệ số truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát Việt Nam mức lạm phát mức ngưỡng tương đối thấp ngắn hạn phủ có thêm thời gian để quan sát mà chưa cần vội vã can thiệp để bình ổn giá Thứ hai, dài hạn truyền dẫn tỷ giá hối đoái Việt Nam tương quan chiều với mức độ lạm phát kinh tế Khi mức lạm phát kinh tế lớn mức ngưỡng 1,195%/tháng mức độ truyền dẫn gia tăng đáng kể dài hạn Do đó, phủ cần phải thực thi sách bình ổn nhằm kiềm giữ lạm phát bình quân hàng tháng thấp mức ngưỡng để tránh tạo kỳ vọng dai dẳng lạm phát góp phần gia tăng hệ số truyền dẫn tỷ giá Nhìn chung, chứng mức 116 truyền dẫn tỷ giá có tính thuận chu kỳ với mức độ lạm phát kinh tế cung cấp cho phủ dẫn quan trọng để kiểm soát mức lạm phát kinh tế Thứ ba, vấn đề ảnh hưởng biến động tỷ giá lên hệ số truyền dẫn, kết từ nghiên cứu cho thấy mối quan hệ ngược chiều ngắn hạn dài hạn thay đổi tỷ giá hệ số truyền dẫn tỷ giá Điều gợi ý khơng có chứng vấn đề “chi phí thực đơn” ngắn hạn lẫn dài hạn có chứng “vấn đề thị phần” giai đoạn nghiên cứu Việt Nam Kết từ nghiên cứu cho thấy doanh nghiệp điều chỉnh giá để đáp ứng lại thay đổi ngưỡng tỷ giá bỏ qua vấn đề chi phí thực đơn Tuy nhiên, áp lực giữ thị phần phần khiến doanh nghiệp hạn chế điều chỉnh giá tỷ giá biến động vượt mức ngưỡng Những thay đổi nhỏ, từ từ giá bán tỷ giá thay đổi người tiêu dùng ý thay đổi lớn bất ngờ giá Qua chứng thấy yếu tố thị phần ln doanh nghiệp quan tâm Do đó, phủ cần có giải pháp để thúc đẩy canh tranh lành mạnh doanh nghiệp kinh tế, hạn chế tình trạng độc quyền đặc biệt độc quyền ngành hàng thiết yếu như: xăng dầu, thuốc men, điện, viễn thơng Đó gợi ý cho sách nhằm bình ổn lạm phát lâu dài Bởi tình trạng cạnh tranh lành mạnh doanh nghiệp khiến doanh nghiệp thận trọng họ thay đổi giá bán đặc biệt vào giai đoạn tỷ giá biến động mạnh Cịn dài hạn, phủ cần giữ ổn định tỷ giá mức hợp lý, biến động tỷ giá vượt ngưỡng dai dẳng làm giảm khả chịu đựng doanh nghiệp đua giữ thị phần đánh bật doanh nghiệp nhỏ, yếu Thứ tư, nghiên cứu sâu vai trò rủi ro tỷ giá mức độ truyền dẫn tỷ giá luận án sử dụng độ bất ổn tỷ giá làm thước đo Kết cho thấy doanh nghiệp truyền dẫn thay đổi tỷ giá vào giá nhiều họ nhận thấy rủi ro tỷ giá thị trường tăng lên Khi mức rủi ro tỷ giá thấp (sự biến động giá thay đổi không thường xuyên đột ngột) doanh nghiệp chịu đựng nhằm trì thị phần độ bất ổn tỷ giá gia tăng doanh nghiệp hành động phản ánh biến động vào giá làm cho hệ số truyền dẫn tăng lên 117 Như giải pháp thúc đẩy mức độ canh tranh lành mạnh hữu dụng tình để kiếm chế lạm phát cách tự nhiên Trong bối cảnh hội nhập, mức độ linh hoạt tỷ giá tăng dần để hấp thụ cú sốc đồng với Chính phủ phải thúc đẩy mức độ cạnh tranh kinh tế để kiềm chế phần lạm phát Nếu cú sốc tỷ giá lớn đột ngột xuất yếu tố khuyếch đại lạm phát kinh tế Hàng năm diễn đàn kinh tế giới (WEF) có cơng bố số lực cạnh tranh nước (Global Competitiveness Report-GCR), số thông tin tham khảo có uy tín lực cạnh tranh quốc gia Nền kinh tế Việt Nam năm gần có nhiều tiến để cải thiện lực cạnh tranh quốc gia thể qua việc cải thiện thứ bậc bảng xếp hạng Tuy nhiên số 12 nhóm tiêu/trụ cột cấu thành số lực cạnh tranh điểm yếu Việt Nam thị trường hàng hóa thị trường lao động (Cấn Văn Lực cộng sự, 2019) Như khuyến nghị thúc đẩy cạnh tranh luận án dựa chứng thực nghiệm vừa giải pháp gia tăng sức mạnh kinh tế đồng thời giải pháp phù hợp để kiềm chế lạm phát Việt Nam Để bình ổn biến động tỷ giá, tránh thay đổi đột ngột tỷ giá Ngân hàng nhà nước Việt Nam xem xét sử dụng cơng cụ phái sinh tiền tệ hợp đồng hốn đổi tiền tệ để điều hòa biến động tỷ giá, giải pháp đặc biệt phù hợp vào giai đoạn tỷ giá biến động mạnh Can thiệp sử dụng công cụ phái sinh tỷ giá xuất phát từ ý tưởng Friedman (1953) số Ngân hàng Trung Ương giới thử nghiệm thành công Ngân hàng Nhân dân Trung Quốc (Li, 2017) Ngân hàng Trung ương Brazil (Sandri, 2020) Cách thức tiến hành tóm gọn sau:  Ngân hàng Trung Ương can thiệp cách mua bán lượng ngoại tệ thị trường phái sinh, chẳng hạn để ngăn chặn tượng đồng nội tệ giảm giá q mạnh NHTƯ tham gia vị mua nghiệp vụ 118 hoán đổi ngoại tệ (mua vào lượng ngoại tệ, bán lượng nội tệ nghiệp vụ hoán đổi)  Lực mua ngoại tệ thời điểm NHTƯ công bố truyền thông cách hợp lý đến thị trường thị trường đủ niềm tin đồng nội tệ bớt đà giảm giá Bằng cách thức NHTƯ can thiệp vào tỷ giá hối đoái cách dịch chuyển “thời điểm” đồng nội tệ giảm giá điểm tương lai quan trọng không tiêu tốn dự trữ ngoại hối thời điểm Dominguez (1998) nghiên cứu ảnh hưởng can thiệp từ ngân hàng Trung Ương lên ổn định tỷ giá từ kinh tế phát triển bậc Mỹ, Đức Nhật cho thấy can thiệp NHTƯ làm tăng biến động tỷ giá, điều đặc biệt can thiệp NHTƯ can thiệp bí mật trước cơng chúng Ngược lại, tác giả cho thấy can thiệp NHTƯ cơng khai biến động tỷ giá giảm xuống Như bổ sung công cụ can thiệp tỷ giá công cụ phái sinh hốn đổi ngoại tệ vào nhóm cơng cụ sách tiền tệ, đồng thời làm tốt hoạt động truyền thông đến thị trường sử dụng biện pháp can thiệp chiến thuật hữu hiệu để bình ổn tỷ giá vào giai đoạn tỷ giá biến động thất thường Ngoài ra, chiến lược điều hành sách tỷ giá hối đối Ngân hàng nhà nước giai đoạn nay, theo để NHNN tính tỷ giá trung tâm dựa cứ: (1) tỷ giá bình quân thị trường liên ngân hàng cuối ngày hôm trước (2) tỷ giá tám đồng tiền thị trường quốc tế (3) cân đối kinh tế vĩ mô (Trần Ngọc Thơ, 2016) Dựa chứng thực nghiệm mối quan hệ phi tuyến tỷ giá vào lạm phát mức độ biến động khác tỷ giá, luận án muốn đóng góp thêm yếu tố thuộc cân đối vĩ mô mà NHNN cần xem xét can thiệp vào tỷ giá hối đoái Thứ năm, kết từ nghiên cứu cho thấy mức độ truyền dẫn có tương quan nghịch chiều với chu kỳ kinh tế ngắn hạn thuận chiều với chu kỳ kinh tế 119 dài hạn Trong ngắn hạn, kinh tế bùng nổ làm giảm mức độ truyền dẫn dài hạn kinh tế thuận lợi mức độ truyền dẫn gia tăng nên phủ cần lưu ý điều trình điều hành kinh tế Bởi vì, kinh tế giai đoạn tăng trưởng cao liên tục dài hạn tạo điều kiện thuận lợi để doanh nghiệp chuyển dịch thay đổi tỷ giá vào giá bán, phủ cần can thiệp hợp lý để tránh bùng phát lạm phát vào giai đoạn Thứ sáu, độ mở thương mại cho thấy tốc độ mở cửa thị trường thấp mức truyền dẫn cao so với kinh tế mở cửa lớn ngắn hạn dài hạn Điều cho thấy sức ép cạnh tranh doanh nghiệp kinh tế mở cửa lớn góp phần làm giảm mức độ truyền dẫn tỷ giá vào giá Như sách mở cửa kinh tế đón nhận doanh nghiệp nước ngồi vào kinh doanh Việt Nam mang lại mơi trường cạnh tranh cao từ góp phần trung hòa bớt dịch chuyển biến động tỷ giá vào mức giá Về tổng thể thấy yếu tố cạnh tranh đóng vai trị quan trọng tác động đến hành vi điều chỉnh giá doanh nghiệp môi trường vĩ mô thay đổi Từ chứng thực nghiệm, luận án cho thấy Chính phủ thơng qua sách cần thúc đẩy tạo môi trường cạnh tranh lành mạnh doanh nghiệp Đây vừa một giải pháp giúp kiềm chế lạm phát vừa thúc đẩy phát triển kinh tế lạnh mạnh, ổn định không tốn qua nhiều sức lực cho biện pháp kỹ thuật can thiệp trực tiếp vào thời gian trước Mở cửa kinh tế thúc đầy cạnh tranh khơng thể tránh khỏi sóng thâu tóm sáp nhập độc quyền kinh doanh nên phủ cần quan tâm đến vấn đề chống độc quyền Luật cạnh tranh xây dựng thực thi từ năm 2018 Việt Nam quan trọng để Chính phủ doanh nghiệp khai thác nhằm bảo vệ môi trường cạnh tranh lành mạnh Việt Nam Các doanh nghiệp Việt Nam trình hội nhập cần chuẩn bị sở pháp lý để bảo vệ trước đối thủ 120 DANH MỤC CÁC CƠNG TRÌNH CỦA TÁC GIẢ Tên luận án: ẢNH HƯỞNG CỦA MÔI TRƯỜNG VĨ MÔ LÊN TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ Ở VIỆT NAM Chuyên ngành: Tài – Ngân hàng Mã số: 9340201 Nghiên cứu sinh: Quách Doanh Nghiệp Người hướng dẫn luận án: PGS TS Nguyễn Thị Ngọc Trang DANH MỤC CÁC BÀI BÁO ĐÃ CÔNG BỐ 1) Quách Doanh Nghiệp, Nguyễn Thị Ngọc Trang, Nguyễn Hồng Thụy Bích Trâm (2018) Ảnh hưởng độ mở thương mại đến mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đối vào lạm phát Việt Nam Tạp chí Khoa học – Đại học Mở Tp.HCM, Số 63(6) – Năm 2018 2) Quách Doanh Nghiệp (2019) Môi trường lạm phát truyền dẫn tỷ giá hối đoái Việt Nam Tạp chí Khoa học – Đại học Mở Tp.HCM, Số 14(5) – Năm 2019 3) Nguyễn Thị Ngọc Trang, Quách Doanh Nghiệp (2020) Mức độ biến động tỷ giá truyền dẫn tỷ giá hối đoái Việt Nam Tạp chí Kinh tế & Phát triển – Đại học Kinh tế quốc dân, Số 279(9) – Năm 2020 4) Quách Doanh Nghiệp, Nguyễn Khắc Quốc Bảo (2019) Truyền dẫn tỷ giá môi trường lạm phát mối quan hệ với tăng trưởng kinh tế Việt Nam Kỷ yếu Hội thảo khoa học Quốc gia năm 2019 “Tăng trưởng kinh tế dựa khoa học, công nghệ đổi sáng tạo Việt Nam đến năm 2030” NXB Kinh tế Tp Hồ Chí Minh, ISBN: 978-604-922-751-6 Đề tài nghiên cứu cấp sở (2017), chủ nhiệm, “Ảnh hưởng tình trạng la hóa độ mở thương mại đến mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát Việt Nam” – nghiệm thu đạt loại Tốt Hội thảo quốc tế (2019) Nghiep Doanh Quach (2019) Does exchange rate passthrough depend on the stage of an economy: Evidence from Vietnam The 3rd International Conference on Business (ICB) 2019 Finance Publishing House ISBN: 978-604-79-2326-7 121 DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Tài liệu tham khảo Tiếng Việt Cấn Văn Lực Nhóm tác giả Viện Đào tạo nghiên cứu BIDV, (2019) Việt Nam cần làm để tiếp tục cải thiện lực cạnh tranh năm tới? http://tapchitaichinh.vn/nghien-cuu-trao-doi/viet-nam-can-lam-gi-de-tieptuc-cai-thien-nang-luc-canh-tranh-trong-cac-nam-toi-314182.html Chính phủ (2011), Nghị số 11/NQ-CP giải pháp chủ yếu tập trung kiềm chế lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô, bảo đảm an sinh xã hội, ban hành ngày 24 tháng 02 năm 2011 Hồng Đình Minh (2013) Ảnh hưởng tỷ giá đến xuất, nhập Việt Nam Tạp chí tài chính, số 2013 Ngân hàng nhà nước (2011), Quyết định số 230/QĐ-NHNN việc ban hành số quy định liên quan đến giao dịch ngoại tệ tổ chức tín dụng phép giao dịch hối đoái, ban hành ngày 11 tháng 02 năm 2011 Nguyễn Mạnh Hùng (2013) Điểm lại trình điều chỉnh giảm lãi suất https://www.sbv.gov.vn/webcenter/portal/vi/menu/trangchu/ttsk/ttsk_chitiet? centerWidth=80%25&dDocName=CNTHWEBAP0116211749399&leftWid th=20%25&rightWidth=0%25&showFooter=false&showHeader=false&_adf ctrlstate=lx1z6wug9_179&_afrLoop=4338321919445224#%40%3F_afrLoop% 3D4338321919445224%26centerWidth%3D80%2525%26dDocName%3DC NTHWEBAP0116211749399%26leftWidth%3D20%2525%26rightWidth% 3D0%2525%26showFooter%3Dfalse%26showHeader%3Dfalse%26_adf.ctrl -state%3Dhkud64rri_41 Nguyễn Thị Ngọc Trang Lục Văn Cường (2012) Sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái vào mức giá Việt Nam Tạp chí Phát triển Hội nhập, (7 (17)), 7-13 122 Nguyễn Thị Thu Hằng, Nguyễn Đức Thành (2010) Nguồn gốc lạm phát Việt Nam giai đoạn 2000-2010: phát từ chứng Trung tâm Nghiên cứu Kinh tế Chính sách Trường Đại học Kinh tế, Đại học Quốc gia Hà Nội Phạm Thị Thanh Xuân, Nguyễn Tiến Nhật, Lê Ngọc Quỳnh Anh (2017) Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá đến lạm phát - kiểm định trường hợp Việt Nam Tạp chí Kinh tế Ngân hàng châu Á, S 141 (2017) Phan Le (2008) Nhìn lại cách điều hành tỷ giá tiền tệ năm 2007 Ngân hàng Nhà nước Việt Nam Tạp chí Kinh tế dự báo Phan Minh Ngọc (2018) Liệu kinh tế Việt Nam có khủng hoảng năm 2019? https://cafef.vn/lieu-kinh-te-viet-nam-co-khung-hoang-nam-201920180627141235684.chn Trần Ngọc Thơ Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015) Truyền dẫn tỉ giá hối đoái Việt Nam tác động môi trường lạm phát Tạp chí phát triển kinh tế, 26(10), trang 51-71 Trần Ngọc Thơ (2016) Cần có chế kiểm sốt quyền lực tỷ giá https://www.thesaigontimes.vn/141052/Can-co-co-che-kiem-soat-quyen-luccua-ty-gia.html Trần Văn Hùng (2015) Tác động truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến lạm phát Việt Nam Tạp chí Tài chính, (616), 44 123 Tài liệu tham khảo Tiếng Anh Aleem, A., & Lahiani, A (2014) Monetary policy credibility and exchange rate passthrough: Some evidence from emerging countries Economic Modelling, 43, 21-29 An, L., & Wang, J (2012) Exchange rate pass-through: Evidence based on vector autoregression with sign restrictions Open Economies Review, 23(2), 359380 Bacon, D W., & Watts, D G (1971) Estimating the transition between two intersecting straight lines Biometrika, 58(3), 525-534 Baharumshah, A Z., Soon, S V., & Wohar, M E (2017) Markov-switching analysis of exchange rate pass-through: Perspective from Asian countries International Review of Economics & Finance, 51, 245-257 Bailliu, J., & Fujii, E (2004), Exchange Rate Pass-Through and the Inflation Environment in Industrialized Countries: An Empirical Investigation, Staff Working Papers, Bank of Canada Baqueiro, A., De Leon, A D., & Torres, A J B p (2003) Fear of floating or fear of inflation? The role of the exchange rate pass-through BIS Papers chapters, in: Bank for International Settlements (ed.), Monetary policy in a changing environment, volume 19, pages 338-354, Bank for International Settlements Barhoumi, K (2005) Long run exchange rate pass-through into import prices in developing countries: An empirical investigation Economics Bulletin, 3(26), 1-14 Bils, M (1987) The cyclical behavior of marginal cost and price The American Economic Review, 838-855 Bitāns, M (2005) Pass-through of exchange rates to domestic prices in East European countries and the role of economic environment (Vol 4): Latviajs Banka 124 Bussière, M (2013) Exchange rate pass‐ through to trade prices: the role of nonlinearities and asymmetries Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 75(5), 731-758 Campa, J M., & Goldberg, L S (2002) Exchange rate pass-through into import prices: A macro or micro phenomenon? National Bureau of Economic Research Campa, J.M., & Goldberg, L.S (2005), Exchange rate pass-through into import prices, Review of Economics and Statistics, 87(4), 679-690 Ca'Zorzi, M., Hahn, E., & Sánchez, M (2007) Exchange rate pass-through in emerging markets ECB Working Paper No 739 Cheikh, N B., Zaied, Y B., Bouzgarrou, H., & Nguyen, P (2018) Nonlinear exchange rate pass-through: Does business cycle matter? Journal of Economic Integration, 33(2), 1234-1260 Cheikh, NB (2012) Asymmetric exchange rate pass-through in the Euro area: New evidence from smooth transition models Economics: The Open- Access, 6(2012-39), 1-28 Choudhri, Ehsan U & Hakura, Dalia S (2006) Exchange rate pass-through to domestic prices: Does the inflationary environment matter? Journal of International Money and Finance, Elsevier, vol 25(4), pages 614-639, June Christopoulos, D., & León-Ledesma, M A (2010) Current account sustainability in the US: What did we really know about it? Journal of International Money and Finance, 29(3), 442-459 Correa, A D S., & Minella, A (2010) Nonlinear mechanisms of the exchange rate pass-through: A Phillips curve model with threshold for Brazil Revista Brasileira de Economia, 64(3), 231-243 125 Devereux, M B., & Engel, C (2002) Exchange rate pass-through, exchange rate volatility, and exchange rate disconnect Journal of Monetary economics, 49(5), 913-940 Dijk, D v., Teräsvirta, T., & Franses, P.H (2002) Smooth transition autoregressive models—a survey of recent developments Econometric reviews, 21(1), 1-47 Dominguez, K M (1998) Central bank intervention and exchange rate volatility Journal of International Money and Finance, 17(1), 161-190 Eitrheim, Ø., & Teräsvirta, T (1996) Testing the adequacy of smooth transition autoregressive models Journal of Econometrics, 74(1), 59-75 Faryna, Oleksandr (2016) Exchange Rate Pass-Through and Cross-Country Spillovers: Some Evidence from Ukraine and Russia BOFIT Discussion Paper No 14/2016, Bank of Finland, Institute for Economies in Transition Friedman, M (1953) The case for flexible exchange rates Essays in positive economics, 157, 203 Froot, K A., & Klemperer, P (1988) Exchange rate pass-through when market share matters (No w2542) National Bureau of Economic Research Gagnon, J E., & Ihrig, J (2004) Monetary policy and exchange rate pass‐ through International Journal of Finance & Economics, 9(4), 315-338 Ghosh, A (2013) Exchange rate pass through, macro fundamentals and regime choice in Latin America Journal of Macroeconomics, 35, 163-171 Gil-Pareja, S (2000) Exchange rates and European countries’ export prices: An empirical test for asymmetries in pricing to market behavior Weltwirtschaftliches Archiv, 136(1), 1-23 Godfrey, L G (1978) Testing for higher order serial correlation in regression equations when the regressors include lagged dependent variables Econometrica: Journal of the Econometric Society, 1303-1310 126 Goldberg, P.K., & Knetter, M.M (1997) Goods prices and exchange rates: what have we learned’ Journal of Economic Literature, 35, 1243-1272 Goldfajn, I., & Werlang, S R D C (2000) The pass-through from depreciation to inflation: a panel study Werlang, Sergio R., The Pass-Through from Depreciation to Inflation: A Panel Study (July 2000) Banco Central de Brasil Working Paper, (5) Greenwald, B C., & Stiglitz, J E (1993) Financial market imperfections and business cycles The Quarterly Journal of Economics, 108(1), 77-114 Hansen, B E (1999) Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing, and inference Journal of Econometrics, 93(2), 345-368 Herzberg, V., Kapetanios, G., & Price, S (2003) Import prices and exchange rate pass-through: theory and evidence from the United Kingdom Bank of England working papers 182, Bank of England Junttila, J., & Korhonen, M (2012) The role of inflation regime in the exchange rate pass-through to import prices International Review of Economics & Finance, 24, 88-96 Kavkler, A., Mikek, P., Böhm, B., & Boršič, D (2007) Nonlinear econometric models: The smooth transition regression approach Khemiri, R., & Ali, M S B (2012) Exchange rate pass-through and inflation dynamics in Tunisia: A Markov-Switching approach (No 2012-39) Economics Discussion Papers Khundrakpam, J K (2007) Economic reforms and exchange rate pass-through to domestic prices in India BIS Working Papers 225, Bank for International Settlements Klỗ, R (2010) Exchange-rate pass-through to import prices: nonlinearities and exchange rate and inflationary regimes TĩSAD-Koỗ University Economic Research Forum working paper series 127 Knetter, M.M (1994) Is export price adjustment asymmetric?: evaluating the market share and marketing bottlenecks hypotheses Journal of International Money and Finance, 13(1), 55-70 Ladiray, D., Mazzi, G L., & Sartori, F (2003) Statistical methods for potential output estimation and cycle extraction Office for Official Publications of the European Communities Laflèche, T (1997) The impact of exchange rate movements on consumer prices, Bank of Canada Review, 1996-1997 (Winter), 21-32 Li, H (2017) Foreign Exchange Intervention in China (Doctoral dissertation, Durham University) Luukkonen, R., Saikkonen, P., & Teräsvirta, T (1988) Testing linearity against smooth transition autoregressive models Biometrika, 75(3), 491-499 Madhani, P M (2010) Rebalancing fixed and variable pay in a sales organization: A business cycle perspective Compensation & Benefits Review, 42(3), 179189 Marston, R C (1990) Pricing to market in Japanese manufacturing Journal of International Economics 29(3-4), 217-236 Matlasedi, T N (2017) The influence of the real effective exchange rate and relative prices on South Africa’s import demand function: An ARDL approach Cogent Economics & Finance, 5(1), 1419778 McAdam, P and Willman, A (2004) “Supply, Factor Shares and Inflation Persistence: Re‐ examining Euro‐ area New‐ Keynesian Phillips Curves.” Oxford Bulletin of Economics & Statistics, 66, pp 637‐ 670 McCarthy, J (2007) Pass-through of exchange rates and import prices to domestic inflation in some industrialized economies Eastern Economic Journal, 33(4), 511-537 128 McKinnon, R I (1963) Optimum currency areas The American economic review, 53(4), 717-725 Menon, Jayant (1995) Exchange Rate Pass-Through Journal of Economic Surveys, Wiley Blackwell, vol 9(2), pages 197-231, June Meurers, M (2003) Incomplete Pass Through in Import Markets and Permanent Versus Transitory Exchange Rate Shocks Ifo Nekarda, C J., & Ramey, V A (2013) The cyclical behavior of the price-cost markup (No w19099) National Bureau of Economic Research Nogueira Jr, R P., & León-Ledesma, M A (2011) Does exchange rate pass-through respond to measures of macroeconomic instability? Journal of Applied Economics, 14(1), 167-180 Nogueira, R., & León-Ledesma, M (2008) Exchange rate pass-through into inflation: The role of asymmetries and nonlinearities School of Economics, University of Kent Olivei, G P (2002) Exchange rates and the prices of manufacturing products imported into the United States New England Economic Review, 3-18 Pollard, P S., & Coughlin, C C (2004) Size matters: asymmetric exchange rate pass-through at the industry level’ Working Papers 2003-029, Federal Reserve Bank of St Louis Przystupa, J., & Wróbel, E (2011) Asymmetry of the exchange rate pass-through: An exercise on polish data Eastern European Economics, 49(1), 30-51 Quandt, R E (1958) The estimation of the parameters of a linear regression system obeying two separate regimes Journal of the American statistical association, 53(284), 873-880 Romer, D (1993) Openness and inflation: theory and evidence The quarterly journal of economics, 108(4), 869-903 129 Sandri, D (2020) FX Intervention to Stabilize or Manipulate the Exchange Rate? Inference from Profitability Sek, S K., & Kapsalyamova, Z (2008) Pass-through of exchange rate into domestic prices: the case of four East-Asian countries International Journal of Economic Policy Studies, 3(1), 45-72 Sek, S 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 Tan, M S M., Chew, M J., & Ouliaris, M S (2011) Exchange rate pass-through over the business cycle in Singapore (No 11-141) International Monetary Fund 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 Handbook of economic forecasting, 1, 413-457 Van Minh, V (2009) Exchange Rate Pass-Through and Its Implications for Inflation in Vietnam (Vol 902) Working Paper Webber, A., (1999) Dynamic and Long Run Responses of Import Prices to the Exchange Rate in the Asia-Pacific Economics Working Papers WP99-11, School of Economics, University of Wollongong, NSW, Australia PHỤ LỤC Khảo sát tính mùa vụ lạm phát INF -1 -2 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012 2014 2016 2018 Kiểm định tính dừng 2.1 Biến lạm phát (inf_sa) Kiểm định ADF Null Hypothesis: INF_SA has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level t-Statistic Prob.* -5.340512 -3.459231 -2.874143 -2.573563 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(INF_SA) Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 10:44 Sample (adjusted): 2000M03 2018M12 Included observations: 226 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob INF_SA(-1) C -0.224539 0.119559 0.042044 0.035503 -5.340512 3.367548 0.0000 0.0009 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.112945 0.108985 0.416094 38.78207 -121.5089 28.52107 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.000812 0.440808 1.092999 1.123269 1.105215 2.145554 Kiểm định Philip-Peron Null Hypothesis: INF_SA has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -5.185553 -3.459231 -2.874143 -2.573563 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.171602 0.158862 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(INF_SA) Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 10:46 Sample (adjusted): 2000M03 2018M12 Included observations: 226 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob INF_SA(-1) C -0.224539 0.119559 0.042044 0.035503 -5.340512 3.367548 0.0000 0.0009 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.112945 0.108985 0.416094 38.78207 -121.5089 28.52107 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.000812 0.440808 1.092999 1.123269 1.105215 2.145554 Kiểm định KPSS Null Hypothesis: INF_SA is stationary Exogenous: Constant Bandwidth: 10 (Newey-West automatic) using Bartlett kernel LM-Stat Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic Asymptotic critical values*: 0.280458 0.739000 0.463000 0.347000 1% level 5% level 10% level *Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992, Table 1) Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.433173 2.422050 KPSS Test Equation Dependent Variable: INF_SA Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 10:49 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 227 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.526095 0.043780 12.01677 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.000000 0.000000 0.659613 98.33023 -227.1428 0.444626 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 0.526095 0.659613 2.010069 2.025157 2.016157 2.2 Biến tỷ giá hối đoái (er) Kiểm định ADF Null Hypothesis: ER has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(ER) Method: Least Squares t-Statistic Prob.* -12.09809 -3.459362 -2.874200 -2.573594 0.0000 Date: 10/02/20 Time: 10:49 Sample (adjusted): 2000M04 2018M12 Included observations: 225 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob ER(-1) D(ER(-1)) C -1.098076 0.168519 0.246948 0.090764 0.066194 0.051904 -12.09809 2.545821 4.757795 0.0000 0.0116 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.484698 0.480056 0.715324 113.5949 -242.3717 104.4076 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.000518 0.992029 2.181082 2.226630 2.199465 1.961973 Kiểm định Phillip - Perrons Null Hypothesis: ER has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -14.05532 -3.459231 -2.874143 -2.573563 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.517555 0.427240 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(ER) Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 10:50 Sample (adjusted): 2000M03 2018M12 Included observations: 226 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob ER(-1) C -0.939559 0.210013 0.066729 0.050360 -14.08021 4.170231 0.0000 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.469512 0.467143 0.722617 116.9674 -246.2538 198.2523 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.001477 0.989927 2.196936 2.227207 2.209152 1.978291 Kiểm định KPSS Null Hypothesis: ER is stationary Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel LM-Stat Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic Asymptotic critical values*: 0.135235 0.739000 0.463000 0.347000 1% level 5% level 10% level *Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992, Table 1) Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.517164 0.488471 KPSS Test Equation Dependent Variable: ER Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 10:51 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 227 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.223527 0.047837 4.672714 0.0000 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.000000 0.000000 0.720730 117.3962 -247.2577 1.878173 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 0.223527 0.720730 2.187292 2.202380 2.193381 2.3 Biến sản lượng công nghiệp (iip_sa) Kiểm định ADF Null Hypothesis: IIP_SA has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(IIP_SA) Method: Least Squares t-Statistic Prob.* -13.36047 -3.459362 -2.874200 -2.573594 0.0000 Date: 10/02/20 Time: 10:52 Sample (adjusted): 2000M04 2018M12 Included observations: 225 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob IIP_SA(-1) D(IIP_SA(-1)) C -1.296955 0.160649 0.680701 0.097074 0.065151 0.204304 -13.36047 2.465776 3.331812 0.0000 0.0144 0.0010 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.575233 0.571406 2.956517 1940.500 -561.6538 150.3196 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.029792 4.516036 5.019144 5.064692 5.037528 2.001197 Kiểm định Phillip-Perrons Null Hypothesis: IIP_SA has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -16.98138 -3.459231 -2.874143 -2.573563 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 8.994622 7.385965 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(IIP_SA) Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 10:54 Sample (adjusted): 2000M03 2018M12 Included observations: 226 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob IIP_SA(-1) C -1.102770 0.599649 0.065973 0.203892 -16.71548 2.941013 0.0000 0.0036 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.555032 0.553046 3.012463 2032.785 -568.8989 279.4073 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.029660 4.505989 5.052203 5.082473 5.064419 2.048076 Kiểm định KPSS Null Hypothesis: IIP_SA is stationary Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel LM-Stat Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic Asymptotic critical values*: 0.501369 0.739000 0.463000 0.347000 1% level 5% level 10% level *Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992, Table 1) Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 9.190557 6.612447 KPSS Test Equation Dependent Variable: IIP_SA Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 10:54 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 227 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.565762 0.201659 2.805544 0.0055 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.000000 0.000000 3.038293 2086.257 -573.8621 2.189848 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 0.565762 3.038293 5.064864 5.079952 5.070952 2.4 Biến số giá hàng hóa tồn cầu (gpi) Kiểm định ADF Null Hypothesis: GPI has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: (Automatic - based on SIC, maxlag=14) Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level *MacKinnon (1996) one-sided p-values Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(GPI) Method: Least Squares t-Statistic Prob.* -10.48741 -3.459231 -2.874143 -2.573563 0.0000 Date: 10/02/20 Time: 11:19 Sample (adjusted): 2000M03 2018M12 Included observations: 226 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GPI(-1) C -0.660639 0.261665 0.062994 0.246408 -10.48741 1.061920 0.0000 0.2894 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.329313 0.326319 3.678797 3031.515 -614.0601 109.9857 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.041167 4.482069 5.451859 5.482129 5.464075 2.005944 Kiểm định Phillip – Perrons Null Hypothesis: GPI has a unit root Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel Phillips-Perron test statistic Test critical values: 1% level 5% level 10% level Adj t-Stat Prob.* -10.64699 -3.459231 -2.874143 -2.573563 0.0000 *MacKinnon (1996) one-sided p-values Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 13.41378 14.55725 Phillips-Perron Test Equation Dependent Variable: D(GPI) Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 11:19 Sample (adjusted): 2000M03 2018M12 Included observations: 226 after adjustments Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob GPI(-1) C -0.660639 0.261665 0.062994 0.246408 -10.48741 1.061920 0.0000 0.2894 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.329313 0.326319 3.678797 3031.515 -614.0601 109.9857 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat -0.041167 4.482069 5.451859 5.482129 5.464075 2.005944 Kiểm định KPSS Null Hypothesis: GPI is stationary Exogenous: Constant Bandwidth: (Newey-West automatic) using Bartlett kernel LM-Stat Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic Asymptotic critical values*: 0.279029 0.739000 0.463000 0.347000 1% level 5% level 10% level *Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992, Table 1) Residual variance (no correction) HAC corrected variance (Bartlett kernel) 15.15279 29.80994 KPSS Test Equation Dependent Variable: GPI Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 11:39 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 227 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C 0.434547 0.258936 1.678205 0.0947 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat 0.000000 0.000000 3.901260 3439.682 -630.6130 1.314190 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter 0.434547 3.901260 5.564872 5.579960 5.570960 STR VỚI INF_SA LÀM BIẾN CHUYỂN TIẾP 3.1 Biến chuyển tiếp inf_sa(-1) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 11:55 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using INF_SA(-1) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 4.083109 4.021450 5.842506 5.889468 d.f p-value (15, 185) (11, 189) (7, 193) (3, 197) 0.0000 0.0000 0.0000 0.0007 10 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 0.863523 5.411618 5.889468 d.f p-value (4, 189) (4, 193) (3, 197) 0.4869 0.0004 0.0007 d.f p-value (8, 185) (7, 185) 0.0055 0.0234 d.f p-value (15, 185) (11, 189) (7, 193) (3, 197) 0.0000 0.0007 0.0001 0.0019 d.f p-value (4, 189) (4, 193) (3, 197) 0.6031 0.0047 0.0019 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: exponential Pr(H2) < Pr(H3) and Pr(H2) < Pr(H1)) Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 2.827601 2.384927 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is rejected at the 5% level using H04 Recommended model: exponential with nonzero threshold Pr(H0L) < Pr(H0E) with Pr(H0E) < 05 3.2 Biến chuyển tiếp inf_sa(-2) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 11:55 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using INF_SA(-2) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 3.695283 3.126992 4.552053 5.141564 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 0.685121 3.884100 5.141564 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 11 Recommended model: first-order logistic Pr(H1) = Pr(H0E) with Pr(H0L) < 05 3.3 Biến chuyển tiếp inf_sa(-3) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 11:56 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using INF_SA(-3) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 3.365410 3.717391 2.684588 3.348493 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 5.301806 1.955394 3.348493 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 2.273526 0.799891 2.697744 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 0.614088 0.887508 4.729299 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H1) = 05 3.6 Biến chuyển tiếp inf_sa (-6) 3.6.1 Kết hồi quy Dependent Variable: INF_SA Method: Smooth Threshold Regression Transition function: Logistic Date: 10/02/20 Time: 11:41 Sample (adjusted): 2000M11 2018M12 Included observations: 218 after adjustments Threshold variable: INF_SA(-6) Starting values: Grid search with concentrated regression coefficients Ordinary standard errors & covariance using outer product of gradients No d.f adjustment for standard errors & covariance Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob 3.690334 0.194185 -1.269449 -1.272699 0.0003 0.8462 0.2058 0.2046 Threshold Variables (linear part) C ER ER(-1) ER(-2) 0.144550 0.009891 -0.064660 -0.060339 0.039170 0.050937 0.050936 0.047411 Threshold Variables (nonlinear part) 14 C ER ER(-1) ER(-2) -0.248162 0.089736 0.316719 0.041434 0.127083 0.071449 0.070463 0.072376 -1.952759 1.255934 4.494847 0.572485 0.0523 0.2107 0.0000 0.5677 0.067027 0.063002 0.008089 0.008122 0.008174 0.008159 0.008202 0.008100 0.008102 0.008175 0.007915 0.007992 0.006736 0.007169 9.273048 2.222682 -0.865231 2.036076 -0.034539 -2.446664 0.368585 -0.393153 -0.258433 -0.358637 -2.828008 1.672000 3.995309 1.971851 0.0000 0.0274 0.3880 0.0431 0.9725 0.0153 0.7128 0.6946 0.7963 0.7203 0.0052 0.0961 0.0001 0.0500 80.53489 0.390556 0.6966 0.086085 13.88132 0.0000 Non-Threshold Variables INF_SA(-1) INF_SA(-2) IIP_SA IIP_SA(-1) IIP_SA(-2) IIP_SA(-3) IIP_SA(-4) IIP_SA(-5) IIP_SA(-6) IIP_SA(-7) IIP_SA(-8) IIP_SA(-9) GPI GPI(-1) 0.621547 0.140033 -0.006999 0.016536 -0.000282 -0.019961 0.003023 -0.003184 -0.002094 -0.002932 -0.022383 0.013363 0.026914 0.014137 Slopes SLOPE 31.45341 Thresholds THRESHOLD R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 1.194971 0.726642 0.694234 0.362901 25.54922 -75.64480 22.42143 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.553622 0.656286 0.914172 1.286777 1.064673 2.025471 3.6.2 Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 11:49 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using INF_SA(-6) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 1.884916 2.013926 2.059840 2.870019 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) d.f p-value (16, 184) (12, 188) (8, 192) (4, 196) 0.0241 0.0251 0.0416 0.0243 15 Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 1.849212 1.235848 2.870019 d.f p-value (4, 188) (4, 192) (4, 196) 0.1212 0.2971 0.0243 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.3858 0.5412 d.f p-value (16, 178) (12, 182) (8, 186) (4, 190) 0.1974 0.2787 0.1182 0.3368 d.f p-value (4, 182) (4, 186) (4, 190) 0.8022 0.0835 0.3368 d.f p-value (8, 178) 0.4895 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 0.408730 2.092580 1.144931 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis H0L: b2=b4=0 Escribano-Jorda Tests F-statistic 0.934311 16 H0E: b1=b3=0 0.722187 (8, 178) 0.6718 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Original model is not rejected at the 5% level using H04 3.6.4 Kiểm định phần dư tự tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 1.224732 16.28852 Prob F(12,182) Prob Chi-Square(12) 0.2689 0.1784 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 11:49 Sample: 2000M11 2018M12 Included observations: 218 Coefficient covariance computed using outer product of gradients No d.f adjustment for standard errors & covariance Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) C(7) C(8) C(23) C(24) C(9) C(10) C(11) C(12) C(13) C(14) C(15) C(16) C(17) C(18) C(19) C(20) C(21) C(22) RESID(-1) RESID(-2) RESID(-3) RESID(-4) RESID(-5) RESID(-6) RESID(-7) RESID(-8) RESID(-9) RESID(-10) -0.046159 -0.007898 0.025081 2.93E-05 0.045411 -0.016231 -0.050525 -0.054331 31.57668 -0.059826 0.133889 -0.049614 0.001105 0.003024 -0.001293 -0.000682 0.002856 -0.002125 0.005938 -0.003291 0.000349 0.002040 -0.000173 -0.007516 -0.133604 -0.066884 -0.041814 0.024252 0.021831 0.027777 -0.155832 0.057871 -0.065125 0.142646 0.059482 0.050088 0.050018 0.048156 0.150956 0.073847 0.073025 0.098106 81.12098 0.088238 0.226525 0.182250 0.007922 0.008029 0.008624 0.008072 0.009199 0.008132 0.008099 0.008128 0.007880 0.009625 0.006751 0.010021 0.235528 0.099745 0.081804 0.081135 0.080512 0.080935 0.079248 0.076808 0.075445 0.076442 -0.776009 -0.157681 0.501441 0.000608 0.300825 -0.219786 -0.691889 -0.553793 0.389254 -0.678006 0.591053 -0.272230 0.139435 0.376617 -0.149976 -0.084528 0.310489 -0.261288 0.733198 -0.404859 0.044231 0.211992 -0.025615 -0.750018 -0.567252 -0.670547 -0.511151 0.298913 0.271152 0.343205 -1.966374 0.753454 -0.863217 1.866068 0.4388 0.8749 0.6167 0.9995 0.7639 0.8263 0.4899 0.5804 0.6975 0.4986 0.5552 0.7858 0.8893 0.7069 0.8809 0.9327 0.7565 0.7942 0.4644 0.6861 0.9648 0.8324 0.9796 0.4542 0.5712 0.5034 0.6099 0.7653 0.7866 0.7318 0.0508 0.4522 0.3892 0.0636 17 RESID(-11) RESID(-12) 0.008516 -0.131563 R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.074718 -0.103221 0.360405 23.64024 -67.18022 0.419908 0.998363 0.074089 0.074744 0.114936 -1.760198 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.9086 0.0801 -3.40E-17 0.343130 0.946608 1.505515 1.172358 1.963465 3.6.5 Kiểm định hệ số hồi quy ổn định Smooth Threshold Parameter Constancy Test Date: 10/02/20 Time: 11:50 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Encapsulated nonlinearity test using trend as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: Parameter Constancy Tests F-statistic b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 2.354823 2.865762 2.386886 2.917817 d.f p-value (32, 162) (24, 170) (16, 178) (8, 186) 0.0003 0.0000 0.0030 0.0043 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) 3.6.6 Kiểm định Wald cho hệ số ERPT 3.6.6.1 Hệ số ERPT ngắn hạn Wald Test: Equation: INF_SA6 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Value df Probability 2.031021 4.125047 4.125047 194 (1, 194) 0.0436 0.0436 0.0423 Value Std Err 0.099627 0.049053 Value df Probability -1.355908 194 0.1767 Null Hypothesis: C(2)+C(6)=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) C(2) + C(6) Restrictions are linear in coefficients 3.6.6.2 Hệ số ERPT dài hạn Wald Test: Equation: INF_SA6 Test Statistic t-statistic 18 F-statistic Chi-square 1.838486 1.838486 (1, 194) 0.1767 0.1751 Value Std Err -0.482799 0.356070 Value df Probability 2.617231 6.849897 6.849897 194 (1, 194) 0.0096 0.0096 0.0089 Value Std Err 1.395778 0.533303 Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4))/(1-C(9)-C(10))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) (C(2) + C(3) + C(4)) / (1 - C(9) - C(10)) Delta method computed using analytic derivatives Wald Test: Equation: INF_SA6 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4)+C(6)+C(7)+C(8))/(1-C(9) -C(10))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) (C(2) + C(3) + C(4) + C(6) + C(7) + C(8)) / (1 - C(9) C(10)) Delta method computed using analytic derivatives STR VỚI ER LÀM BIẾN CHUYỂN TIẾP 4.1 Biến chuyển tiếp er(-1) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:01 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER(-1) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 2.885486 3.024330 4.371385 6.393291 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) d.f p-value (12, 188) (9, 191) (6, 194) (3, 197) 0.0011 0.0021 0.0004 0.0004 19 Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 0.409990 2.229750 6.393291 d.f p-value (3, 191) (3, 194) (3, 197) 0.7460 0.0861 0.0004 d.f p-value (5, 188) (4, 188) 0.2000 0.1440 d.f p-value (12, 188) (9, 191) (6, 194) (3, 197) 0.6568 0.5613 0.4226 0.3988 d.f p-value (3, 191) (3, 194) (3, 197) 0.6265 0.3839 0.3988 d.f p-value All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H1) = Pr(H0E) with Pr(H0E) >= 05 4.2 Biến chuyển tiếp er(-2) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:18 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER(-2) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 0.793515 0.860861 1.006001 0.989483 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 0.583539 1.022185 0.989483 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic 20 H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 0.787789 1.015594 (5, 188) (4, 188) 0.5597 0.4006 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is not rejected at the 5% level using H04 4.3 Biến chuyển tiếp er(-3) 4.3.1 Kết hồi quy Dependent Variable: INF_SA Method: Smooth Threshold Regression Transition function: Logistic Date: 10/02/20 Time: 12:24 Sample (adjusted): 2000M11 2018M12 Included observations: 218 after adjustments Threshold variable: ER(-3) Starting values: Grid search with concentrated regression coefficients Ordinary standard errors & covariance using outer product of gradients No d.f adjustment for standard errors & covariance Convergence achieved after 14 iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob 1.451884 2.941586 5.664184 -0.802586 0.1481 0.0037 0.0000 0.4232 2.203458 -2.897907 -4.737914 -0.713210 0.0287 0.0042 0.0000 0.4766 10.15057 1.577656 -0.425924 1.846729 0.538873 -2.230937 0.812863 -1.015002 -0.339486 -0.090736 -3.202054 1.776530 4.593279 3.075278 0.0000 0.1163 0.6706 0.0663 0.5906 0.0268 0.4173 0.3114 0.7346 0.9278 0.0016 0.0772 0.0000 0.0024 Threshold Variables (linear part) C ER ER(-1) ER(-2) 0.068335 0.114921 0.224691 -0.033688 0.047066 0.039068 0.039669 0.041975 Threshold Variables (nonlinear part) C ER ER(-1) ER(-2) 0.122918 -0.197345 -0.343639 -0.046982 0.055784 0.068099 0.072530 0.065873 Non-Threshold Variables INF_SA(-1) INF_SA(-2) IIP_SA IIP_SA(-1) IIP_SA(-2) IIP_SA(-3) IIP_SA(-4) IIP_SA(-5) IIP_SA(-6) IIP_SA(-7) IIP_SA(-8) IIP_SA(-9) GPI GPI(-1) 0.624987 0.091380 -0.003370 0.014594 0.004357 -0.017643 0.006529 -0.008011 -0.002687 -0.000724 -0.024616 0.013969 0.029655 0.020525 Slopes 0.061572 0.057922 0.007913 0.007903 0.008085 0.007908 0.008032 0.007893 0.007914 0.007982 0.007688 0.007863 0.006456 0.006674 21 SLOPE 267.4386 557.8612 0.479400 0.6322 0.009469 9.888675 0.0000 Thresholds THRESHOLD R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.093633 0.740816 0.710088 0.353368 24.22451 -69.84143 24.10880 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.553622 0.656286 0.860931 1.233536 1.011431 2.035022 4.3.2 Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:18 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER(-3) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 1.804246 2.137500 0.816984 0.168426 d.f p-value (16, 184) (12, 188) (8, 192) (4, 196) 0.0333 0.0164 0.5884 0.9543 d.f p-value (4, 188) (4, 192) (4, 196) 0.0013 0.2147 0.9543 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.0135 0.0904 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 4.654141 1.463948 0.168426 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) = 05 22 4.3.3 Kiểm định phi tuyến lại Smooth Threshold Remaining Nonlinearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:24 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Additive nonlinearity tests using ER(-3) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: Additive Nonlinearity Tests F-statistic b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.799843 1.799843 1.983584 3.042814 d.f p-value (12, 182) (12, 182) (8, 186) (4, 190) 0.0509 0.0509 0.0506 0.0184 d.f p-value (4, 182) (4, 186) (4, 190) 0.2363 0.4483 0.0184 d.f p-value (4, 182) (8, 182) 0.0969 0.0363 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 1.398372 0.928909 3.042814 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 1.996272 2.116976 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Original model is not rejected at the 5% level using H04 4.3.4 Kiểm định phần dư khơng có tự tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 1.065768 14.31316 Prob F(12,182) Prob Chi-Square(12) 0.3916 0.2812 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 12:24 Sample: 2000M11 2018M12 Included observations: 218 Coefficient covariance computed using outer product of gradients No d.f adjustment for standard errors & covariance Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob 23 C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) C(7) C(8) C(23) C(24) C(9) C(10) C(11) C(12) C(13) C(14) C(15) C(16) C(17) C(18) C(19) C(20) C(21) C(22) RESID(-1) RESID(-2) RESID(-3) RESID(-4) RESID(-5) RESID(-6) RESID(-7) RESID(-8) RESID(-9) RESID(-10) RESID(-11) RESID(-12) R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) -0.011494 -0.008596 0.000212 -0.007559 -0.006219 0.005663 0.005343 0.027174 -14.71584 -0.003073 0.033738 -0.006975 0.001115 0.001162 -0.001654 -0.000265 0.000561 -0.001422 0.003472 -0.000338 -0.000141 0.001426 -0.000414 -0.004298 -0.039128 -0.011122 -0.003568 0.029732 0.069249 0.006809 -0.165945 0.036513 -0.062357 0.021734 0.089645 -0.127700 0.065657 -0.114025 0.352651 22.63401 -62.43909 0.365406 0.999619 0.054832 0.039977 0.039930 0.046693 0.055228 0.069318 0.072422 0.068886 548.0816 0.009261 0.143204 0.120246 0.007763 0.007813 0.008143 0.007785 0.008345 0.007768 0.007789 0.007858 0.007570 0.008284 0.006562 0.007748 0.158194 0.091353 0.080089 0.077536 0.077378 0.075014 0.074483 0.074551 0.070481 0.073316 0.072992 0.073496 -0.209617 -0.215029 0.005303 -0.161891 -0.112600 0.081692 0.073777 0.394469 -0.026850 -0.331843 0.235593 -0.058002 0.143590 0.148709 -0.203166 -0.033992 0.067172 -0.183102 0.445780 -0.042963 -0.018618 0.172154 -0.063055 -0.554777 -0.247344 -0.121750 -0.044556 0.383457 0.894948 0.090768 -2.227946 0.489766 -0.884727 0.296444 1.228134 -1.737515 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.8342 0.8300 0.9958 0.8716 0.9105 0.9350 0.9413 0.6937 0.9786 0.7404 0.8140 0.9538 0.8860 0.8819 0.8392 0.9729 0.9465 0.8549 0.6563 0.9658 0.9852 0.8635 0.9498 0.5797 0.8049 0.9032 0.9645 0.7018 0.3720 0.9278 0.0271 0.6249 0.3775 0.7672 0.2210 0.0840 5.70E-17 0.334116 0.903111 1.462018 1.128862 1.998359 4.3.5 Kiểm định hệ số hồi quy ổn định Smooth Threshold Parameter Constancy Test Date: 10/02/20 Time: 12:25 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Encapsulated nonlinearity test using trend as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: b1=b2=b3=b4=0 Parameter Constancy Tests F-statistic 1.111935 d.f p-value (32, 162) 0.3255 24 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 H01: b1=0 1.267631 1.240920 0.658580 (24, 170) (16, 178) (8, 186) 0.1931 0.2411 0.7274 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) 4.3.6 Kiểm định Wald cho hệ số hồi quy 4.3.6.1 Hệ số ERPT ngắn hạn Wald Test: Equation: INF_SA601 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Value df Probability -1.477359 2.182591 2.182591 194 (1, 194) 0.1412 0.1412 0.1396 Value Std Err -0.082424 0.055792 Value df Probability 3.888896 15.12351 15.12351 194 (1, 194) 0.0001 0.0001 0.0001 Value Std Err 1.078589 0.277351 Value df Probability -2.825469 7.983272 7.983272 194 (1, 194) 0.0052 0.0052 0.0047 Null Hypothesis: C(2)+C(6)=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) C(2) + C(6) Restrictions are linear in coefficients 4.3.6.2 Hệ số ERPT dài hạn Wald Test: Equation: INF_SA601 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4))/(1-C(9)-C(10))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) (C(2) + C(3) + C(4)) / (1 - C(9) - C(10)) Delta method computed using analytic derivatives Wald Test: Equation: INF_SA601 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square 25 Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4)+C(6)+C(7)+C(8))/(1-C(9) -C(10))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) (C(2) + C(3) + C(4) + C(6) + C(7) + C(8)) / (1 - C(9) C(10)) Value Std Err -0.994392 0.351939 Delta method computed using analytic derivatives 4.4 Biến chuyển tiếp er(-4) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:19 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER(-4) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 1.137341 0.928709 1.140923 1.085378 d.f p-value (16, 184) (12, 188) (8, 192) (4, 196) 0.3237 0.5194 0.3377 0.3649 d.f p-value (4, 188) (4, 192) (4, 196) 0.7162 0.3156 0.3649 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.3522 0.4004 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 0.526778 1.192209 1.085378 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 Escribano-Jorda Tests F-statistic 1.119220 1.049986 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is not rejected at the 5% level using H04 26 4.5 Biến chuyển tiếp er(-5) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:19 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER(-5) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Linearity Tests F-statistic Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.487526 0.664715 0.612994 0.813109 d.f p-value (16, 184) (12, 188) (8, 192) (4, 196) 0.1080 0.7837 0.7664 0.5182 d.f p-value (4, 188) (4, 192) (4, 196) 0.5434 0.7923 0.5182 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.0184 0.0199 d.f p-value (16, 184) (12, 188) (8, 192) (4, 196) 0.0459 0.0358 0.0114 0.0900 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 0.773931 0.422462 0.813109 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 2.378791 2.348840 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is not rejected at the 5% level using H04 4.6 Biến chuyển tiếp er(-6) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:20 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER(-6) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 1.721324 1.906993 2.556751 2.042312 27 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 0.645268 2.988318 2.042312 d.f p-value (4, 188) (4, 192) (4, 196) 0.6309 0.0201 0.0900 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.5253 0.4472 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: exponential Pr(H2) < Pr(H3) and Pr(H2) < Pr(H1)) Null Hypothesis H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 Escribano-Jorda Tests F-statistic 0.890854 0.987517 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is rejected at the 5% level using H04 Recommended model: first-order logistic with nonzero threshold Pr(H0L) >= Pr(H0E) with Pr(H0E) >= 05 STR VỚI BIẾN BIẾN ĐỘNG TỶ GIÁ LÀM BIẾN CHUYỂN TIẾP 5.1 Biến chuyển tiếp lner_std (-1) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:43 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER_STD(-1) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 1.526215 1.481919 2.044806 2.312703 d.f p-value (16, 184) (12, 188) (8, 192) (4, 196) 0.0943 0.1339 0.0432 0.0590 d.f p-value (4, 188) (4, 192) (4, 196) 0.8037 0.1424 0.0590 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 0.406696 1.741892 2.312703 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is not rejected at the 5% level using H03 28 Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 1.075047 1.240858 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.3825 0.2776 d.f p-value (16, 184) (12, 188) (8, 192) (4, 196) 0.0089 0.0029 0.0034 0.0127 d.f p-value (4, 188) (4, 192) (4, 196) 0.1373 0.0360 0.0127 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.3156 0.2318 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is not rejected at the 5% level using H04 5.2 Biến chuyển tiếp lner_std (-2) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:43 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER_STD(-2) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 2.127508 2.622184 3.001995 3.269191 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 1.766665 2.626296 3.269191 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H1) = Pr(H0E) with Pr(H0E) >= 05 29 5.3 Biến chuyển tiếp lner_std (-3) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:44 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER_STD(-3) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: Linearity Tests F-statistic b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 2.473062 2.686236 1.851625 2.238589 d.f p-value (16, 184) (12, 188) (8, 192) (4, 196) 0.0020 0.0023 0.0699 0.0663 d.f p-value (4, 188) (4, 192) (4, 196) 0.0032 0.2209 0.0663 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.0026 0.0038 d.f p-value (16, 184) (12, 188) 0.0005 0.0017 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 4.115124 1.444359 2.238589 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) = 05 and Pr(H0E) < 05) 5.5 Biến chuyển tiếp lner_std (-5) Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:52 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER_STD(-5) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 1.303097 1.340976 0.802373 1.565766 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 2.372302 0.068738 1.565766 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is not rejected at the 5% level using H03 31 Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 1.759375 1.613313 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.0876 0.1235 d.f p-value (16, 184) (12, 188) (8, 192) (4, 196) 0.0036 0.0296 0.1767 0.1774 d.f p-value (4, 188) (4, 192) (4, 196) 0.0243 0.2702 0.1774 d.f p-value (8, 184) (8, 184) 0.0013 0.0009 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is not rejected at the 5% level using H04 5.6 Biến chuyển tiếp lner_std (-6) Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:52 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using ER_STD(-6) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 2.340583 1.964204 1.453620 1.593899 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 2.871991 1.303469 1.593899 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 0.770941 2.746379 3.733807 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H1) = Pr(H0E) with Pr(H0E) >= 05 5.7.3 Kiểm định phi tuyến lại Smooth Threshold Remaining Nonlinearity Tests Date: 10/02/20 Time: 12:53 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Additive nonlinearity tests using ER_STD(-7) as the threshold 34 variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: Additive Nonlinearity Tests F-statistic b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.163442 1.500055 2.127539 3.364112 d.f p-value (16, 178) (12, 182) (8, 186) (4, 190) 0.3016 0.1274 0.0352 0.0109 d.f p-value (4, 182) (4, 186) (4, 190) 0.8721 0.4662 0.0109 d.f p-value (8, 178) (8, 178) 0.9250 0.9420 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 0.308374 0.898178 3.364112 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 0.389813 0.356215 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Original model is not rejected at the 5% level using H04 5.7.4 Kiểm định phần dư khơng có tự tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 1.398759 18.40759 Prob F(12,182) Prob Chi-Square(12) 0.1698 0.1039 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 12:54 Sample: 2000M11 2018M12 Included observations: 218 Coefficient covariance computed using outer product of gradients No d.f adjustment for standard errors & covariance Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) -0.066354 0.022772 -0.024579 -0.008734 0.044227 0.051726 0.052405 0.039746 0.041505 0.100785 -1.282797 0.434536 -0.618416 -0.210427 0.438822 0.2012 0.6644 0.5371 0.8336 0.6613 35 C(6) C(7) C(8) C(23) C(24) C(9) C(10) C(11) C(12) C(13) C(14) C(15) C(16) C(17) C(18) C(19) C(20) C(21) C(22) RESID(-1) RESID(-2) RESID(-3) RESID(-4) RESID(-5) RESID(-6) RESID(-7) RESID(-8) RESID(-9) RESID(-10) RESID(-11) RESID(-12) R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) -0.079754 0.151860 -0.125432 2.503504 -0.357578 0.273812 -0.151860 -0.001750 0.001633 -0.005638 -0.001971 0.004710 -0.002566 0.004214 -0.001461 -0.000302 0.008029 -0.000443 -0.013404 -0.312232 -0.039936 0.017282 -0.024237 -0.009611 -0.019459 -0.182077 0.008837 -0.031745 0.055729 0.014961 -0.192674 0.084438 -0.091631 0.360900 23.70532 -67.47989 0.479575 0.994141 0.118778 0.173559 0.194208 4.491859 0.559435 0.160987 0.135848 0.008012 0.008017 0.008419 0.008177 0.008580 0.008117 0.008032 0.008012 0.007798 0.008599 0.006682 0.008357 0.171881 0.095086 0.081314 0.075719 0.075831 0.073774 0.073098 0.072086 0.070057 0.072810 0.071099 0.072268 -0.671457 0.874980 -0.645863 0.557343 -0.639177 1.700831 -1.117867 -0.218481 0.203714 -0.669684 -0.241089 0.548949 -0.316070 0.524721 -0.182334 -0.038723 0.933676 -0.066260 -1.603985 -1.816557 -0.419998 0.212529 -0.320098 -0.126737 -0.263761 -2.490876 0.122591 -0.453138 0.765406 0.210419 -2.666106 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.5028 0.3827 0.5192 0.5780 0.5235 0.0907 0.2651 0.8273 0.8388 0.5039 0.8098 0.5837 0.7523 0.6004 0.8555 0.9692 0.3517 0.9472 0.1105 0.0709 0.6750 0.8319 0.7493 0.8993 0.7923 0.0136 0.9026 0.6510 0.4450 0.8336 0.0084 9.09E-17 0.345421 0.949357 1.508264 1.175108 1.991516 5.7.5 Kiểm định hệ số hồi quy ổn định Smooth Threshold Parameter Constancy Test Date: 10/02/20 Time: 12:54 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Encapsulated nonlinearity test using trend as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Parameter Constancy Tests F-statistic 1.072599 1.210359 0.994736 0.715568 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) d.f p-value (32, 162) (24, 170) (16, 178) (8, 186) 0.3750 0.2391 0.4646 0.6776 36 5.7.6 Kiểm định Wald cho hệ số hồi quy 5.7.6.1 Hệ số ERPT ngắn hạn Wald Test: Equation: INF_ER_STD_FULL7 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Value df Probability 1.689703 2.855098 2.855098 194 (1, 194) 0.0927 0.0927 0.0911 Value Std Err 0.167555 0.099163 Value df Probability -0.951003 0.904406 0.904406 194 (1, 194) 0.3428 0.3428 0.3416 Value Std Err -0.311235 0.327271 Value df Probability 0.971278 0.943380 0.943380 194 (1, 194) 0.3326 0.3326 0.3314 Value Std Err 0.737900 0.759721 Null Hypothesis: C(2)+C(6)=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) C(2) + C(6) Restrictions are linear in coefficients 5.7.6.2 Hệ số ERPT dài hạn Wald Test: Equation: INF_ER_STD_FULL7 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4))/(1-C(9)-C(10))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) (C(2) + C(3) + C(4)) / (1 - C(9) - C(10)) Delta method computed using analytic derivatives Wald Test: Equation: INF_ER_STD_FULL7 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4)+C(6)+C(7)+C(8))/(1-C(9) -C(10))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) (C(2) + C(3) + C(4) + C(6) + C(7) + C(8)) / (1 - C(9) C(10)) Delta method computed using analytic derivatives 37 5.5 Biến chuyển tiếp lner_std (-5) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 12/15/19 Time: 08:30 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 221 Test for nonlinearity using LNER_STD(-5) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] H04: H03: H02: H01: Null Hypothesis Linearity Tests F-statistic b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 2.231910 2.796768 1.041138 1.717874 d.f p-value (12, 196) (9, 199) (6, 202) (3, 205) 0.0117 0.0041 0.3998 0.1645 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Terasvirta Sequential Tests Null Hypothesis F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 6.148804 0.379988 1.717874 d.f p-value (3, 199) (3, 202) (3, 205) 0.0005 0.7675 0.1645 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 0.936223 1.722469 0.715524 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 1.986529 1.900534 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is not rejected at the 5% level using H04 6.2 Biến chuyển tiếp iip_sa(-2) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 13:37 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using IIP_SA(-2) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: b1=b2=b3=b4=0 H03: b1=b2=b3=0 H02: b1=b2=0 Linearity Tests F-statistic 1.343210 1.311488 0.630069 39 H01: b1=0 0.895751 (3, 197) 0.4443 d.f p-value (4, 189) (4, 193) (3, 197) 0.0461 0.7807 0.4443 d.f p-value (8, 185) (7, 185) 0.1029 0.6752 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 2.470368 0.438468 0.895751 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 1.691645 0.696179 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is not rejected at the 5% level using H04 6.3 Biến chuyển tiếp iip_sa(-3) 6.3.1 Kết hồi quy Dependent Variable: INF_SA Method: Smooth Threshold Regression Transition function: Logistic Date: 10/02/20 Time: 13:38 Sample (adjusted): 2000M11 2018M12 Included observations: 218 after adjustments Threshold variable: IIP_SA(-3) Starting values: Grid search with concentrated regression coefficients Ordinary standard errors & covariance using outer product of gradients No d.f adjustment for standard errors & covariance Convergence achieved after iterations Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob 2.406202 2.467501 -1.892979 -0.620009 0.0171 0.0145 0.0598 0.5360 0.203545 -2.058477 4.141658 -0.936976 0.8389 0.0409 0.0001 0.3499 Threshold Variables (linear part) C ER ER(-1) ER(-2) 0.119709 0.104998 -0.117560 -0.024116 0.049750 0.042552 0.062103 0.038896 Threshold Variables (nonlinear part) C ER ER(-1) ER(-2) 0.017107 -0.143232 0.303752 -0.081837 0.084045 0.069581 0.073341 0.087341 Non-Threshold Variables 40 INF_SA(-1) INF_SA(-2) IIP_SA IIP_SA(-1) IIP_SA(-2) IIP_SA(-3) IIP_SA(-4) IIP_SA(-5) IIP_SA(-6) IIP_SA(-7) IIP_SA(-8) IIP_SA(-9) GPI GPI(-1) 0.618843 0.128313 -0.006250 0.016821 0.003423 -0.022545 0.004900 -0.006090 -0.000568 -0.004622 -0.024202 0.015290 0.029556 0.018230 0.064026 0.059466 0.008136 0.008153 0.008288 0.012776 0.008244 0.008204 0.008290 0.008232 0.007946 0.008022 0.006685 0.006835 9.665506 2.157744 -0.768102 2.063102 0.413041 -1.764670 0.594421 -0.742285 -0.068514 -0.561382 -3.045841 1.906017 4.421277 2.667307 0.0000 0.0322 0.4434 0.0404 0.6800 0.0792 0.5529 0.4588 0.9454 0.5752 0.0026 0.0581 0.0000 0.0083 697.1859 0.090848 0.9277 0.142612 6.324490 0.0000 Slopes SLOPE 63.33828 Thresholds THRESHOLD R-squared Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) 0.901948 0.723921 0.691190 0.364703 25.80359 -76.72462 22.11726 0.000000 Mean dependent var S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.553622 0.656286 0.924079 1.296684 1.074580 2.050607 6.3.2 Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 13:38 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using IIP_SA(-3) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 2.926916 3.009371 3.672440 4.080254 d.f p-value (15, 185) (11, 189) (7, 193) (3, 197) 0.0003 0.0010 0.0010 0.0077 d.f p-value (4, 189) (4, 193) (3, 197) 0.1409 0.0136 0.0077 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 1.749209 3.228131 4.080254 41 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H1) = 05 6.3.3 Kiểm định khơng cịn phi tuyến Smooth Threshold Remaining Nonlinearity Tests Date: 10/02/20 Time: 13:39 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Additive nonlinearity tests using IIP_SA(-3) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Additive Nonlinearity Tests F-statistic 1.970978 1.970978 1.970978 0.709239 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic NA 2.896160 0.709239 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Original model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 Escribano-Jorda Tests F-statistic 2.896160 0.318802 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Original model is not rejected at the 5% level using H04 42 6.3.4 Kiểm định phần dư khơng có tự tương quan Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic Obs*R-squared 1.424918 18.72227 Prob F(12,182) Prob Chi-Square(12) 0.1578 0.0955 Test Equation: Dependent Variable: RESID Method: Least Squares Date: 10/02/20 Time: 13:39 Sample: 2000M11 2018M12 Included observations: 218 Coefficient covariance computed using outer product of gradients No d.f adjustment for standard errors & covariance Presample missing value lagged residuals set to zero Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob C(1) C(2) C(3) C(4) C(5) C(6) C(7) C(8) C(23) C(24) C(9) C(10) C(11) C(12) C(13) C(14) C(15) C(16) C(17) C(18) C(19) C(20) C(21) C(22) RESID(-1) RESID(-2) RESID(-3) RESID(-4) RESID(-5) RESID(-6) RESID(-7) RESID(-8) RESID(-9) RESID(-10) RESID(-11) RESID(-12) -0.025927 -0.008262 0.008246 -0.022664 -0.012402 0.023404 -0.021956 0.033344 174.6730 0.036607 0.166180 -0.102773 0.000340 0.001710 -0.003821 0.001040 0.002483 -0.000586 0.005938 -0.001691 -0.000463 0.003557 -0.000635 -0.010723 -0.184777 0.009556 0.026381 0.026944 0.028444 -0.013121 -0.161128 0.014905 -0.031026 0.110247 0.055869 -0.200578 0.060175 0.042389 0.060682 0.042213 0.082631 0.068475 0.074074 0.086019 690.9404 0.140041 0.166780 0.141487 0.007957 0.008040 0.008522 0.012638 0.008547 0.008098 0.008170 0.008127 0.007789 0.008583 0.006763 0.008446 0.176198 0.095147 0.078743 0.076642 0.075907 0.073819 0.073889 0.072674 0.069865 0.073002 0.071809 0.072909 -0.430855 -0.194903 0.135893 -0.536900 -0.150083 0.341786 -0.296403 0.387632 0.252805 0.261399 0.996405 -0.726376 0.042782 0.212699 -0.448412 0.082267 0.290540 -0.072342 0.726813 -0.208129 -0.059402 0.414384 -0.093921 -1.269650 -1.048691 0.100433 0.335026 0.351557 0.374723 -0.177741 -2.180666 0.205093 -0.444084 1.510198 0.778017 -2.751063 0.6671 0.8457 0.8921 0.5920 0.8809 0.7329 0.7673 0.6987 0.8007 0.7941 0.3204 0.4685 0.9659 0.8318 0.6544 0.9345 0.7717 0.9424 0.4683 0.8354 0.9527 0.6791 0.9253 0.2058 0.2957 0.9201 0.7380 0.7256 0.7083 0.8591 0.0305 0.8377 0.6575 0.1327 0.4376 0.0065 R-squared 0.085882 Mean dependent var -1.52E-16 43 Adjusted R-squared S.E of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic) -0.089910 0.360002 23.58753 -66.93690 0.488543 0.993070 S.D dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion Hannan-Quinn criter Durbin-Watson stat 0.344834 0.944375 1.503283 1.170126 1.983660 6.3.5 Kiểm định hệ số hồi quy ổn định Smooth Threshold Parameter Constancy Test Date: 10/02/20 Time: 13:39 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Encapsulated nonlinearity test using trend as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: Parameter Constancy Tests F-statistic b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.172967 1.153554 0.986946 0.580451 d.f p-value (32, 162) (24, 170) (16, 178) (8, 186) 0.2570 0.2921 0.4730 0.7932 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) 6.3.6 Kiểm định Wald cho hệ số hồi quy 6.3.6.1 Hệ số ERPT ngắn hạn Wald Test: Equation: IIP_SA3 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Value df Probability -0.701268 0.491777 0.491777 194 (1, 194) 0.4840 0.4840 0.4831 Value Std Err -0.038234 0.054521 Value df Probability -0.454303 0.206391 194 (1, 194) 0.6501 0.6501 Null Hypothesis: C(2)+C(6)=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) C(2) + C(6) Restrictions are linear in coefficients 6.3.6.2 Hệ số ERPT dài hạn Wald Test: Equation: IIP_SA3 Test Statistic t-statistic F-statistic 44 Chi-square 0.206391 0.6496 Value Std Err -0.145063 0.319308 Value df Probability 0.424901 0.180541 0.180541 194 (1, 194) 0.6714 0.6714 0.6709 Value Std Err 0.166132 0.390989 Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4))/(1-C(9)-C(10))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) (C(2) + C(3) + C(4)) / (1 - C(9) - C(10)) Delta method computed using analytic derivatives Wald Test: Equation: IIP_SA3 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4)+C(6)+C(7)+C(8))/(1-C(9) -C(10))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) (C(2) + C(3) + C(4) + C(6) + C(7) + C(8)) / (1 - C(9) C(10)) Delta method computed using analytic derivatives 6.4 Biến chuyển tiếp iip_sa(-4) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 13:41 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using IIP_SA(-4) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 1.947287 2.483173 2.564883 2.481780 d.f p-value (15, 185) (11, 189) (7, 193) (3, 197) 0.0212 0.0062 0.0151 0.0622 d.f p-value The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic 45 H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 2.226119 2.567953 2.481780 (4, 189) (4, 193) (3, 197) 0.0677 0.0394 0.0622 d.f p-value (8, 185) (7, 185) 0.5070 0.1914 d.f p-value (15, 185) (11, 189) (7, 193) (3, 197) 0.0071 0.3626 0.3294 0.1077 d.f p-value (4, 189) (4, 193) (3, 197) 0.4076 0.7354 0.1077 d.f p-value (8, 185) (7, 185) 0.0053 0.0519 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: exponential Pr(H2) < Pr(H3) and Pr(H2) < Pr(H1)) Escribano-Jorda Tests F-statistic Null Hypothesis H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 0.912907 1.440673 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is rejected at the 5% level using H04 Recommended model: first-order logistic with nonzero threshold Pr(H0L) >= Pr(H0E) with Pr(H0E) >= 05 6.5 Biến chuyển tiếp iip_sa(-5) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 13:42 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using IIP_SA(-5) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 2.221513 1.100865 1.157158 2.053599 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 1.002259 0.500449 2.053599 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is not rejected at the 5% level using H03 Null Hypothesis H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 Escribano-Jorda Tests F-statistic 2.842881 2.043342 46 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is rejected at the 5% level using H04 Recommended model: exponential with zero threshold Pr(H0L) < Pr(H0E) with Pr(H0L) < 05 and Pr(H0E) >= 05 6.6 Biến chuyển tiếp iip(-6) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 13:44 Sample: 2000M02 2018M12 Included observations: 218 Test for nonlinearity using IIP_SA(-6) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 2.429017 2.941048 2.467977 1.606809 d.f p-value (15, 185) (11, 189) (7, 193) (3, 197) 0.0030 0.0013 0.0190 0.1891 d.f p-value (4, 189) (4, 193) (3, 197) 0.0082 0.0178 0.1891 d.f p-value (8, 185) (7, 185) 0.0657 0.3748 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 3.541434 3.063364 1.606809 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) = 05 47 STR VỚI BIẾN OPEN LÀM BIẾN CHUYỂN TIẾP 7.1 Biến chuyển tiếp open(-1) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 14:05 Sample: 2001Q3 2018Q4 Included observations: 67 Test for nonlinearity using GOPEN_W(-1) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: Linearity Tests F-statistic b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 1.946961 1.917166 1.319061 2.073167 d.f p-value (20, 37) (15, 42) (10, 47) (5, 52) 0.0389 0.0493 0.2484 0.0836 d.f p-value (5, 42) (5, 47) (5, 52) 0.0360 0.6723 0.0836 d.f p-value (10, 37) (10, 37) 0.0526 0.0722 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 2.650237 0.637264 2.073167 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 2.991718 0.626220 2.629284 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic Pr(H3) i) 7.2.6 Kiểm định Wald-test 7.2.6.1 ERPT ngắn hạn Wald Test: Equation: GOPEN_W2 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Value df Probability -0.553185 0.306013 0.306013 50 (1, 50) 0.5826 0.5826 0.5801 Value Std Err -0.189136 0.341903 Value df Probability 2.580303 6.657965 6.657965 50 (1, 50) 0.0129 0.0129 0.0099 Value Std Err Null Hypothesis: C(2)+C(7)=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) C(2) + C(7) Restrictions are linear in coefficients 7.2.6.2 ERPT dài hạn Wald Test: Equation: GOPEN_W2 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4)+C(5))/(1-C(11)-C(12))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) 52 (C(2) + C(3) + C(4) + C(5)) / (1 - C(11) - C(12)) 1.540860 0.597162 Value df Probability -1.054486 1.111942 1.111942 50 (1, 50) 0.2967 0.2967 0.2917 Value Std Err -2.395810 2.272016 Delta method computed using analytic derivatives Wald Test: Equation: GOPEN_W2 Test Statistic t-statistic F-statistic Chi-square Null Hypothesis: (C(2)+C(3)+C(4)+C(5)+C(7)+C(8)+C(9) +C(10))/(1-C(11)-C(12))=0 Null Hypothesis Summary: Normalized Restriction (= 0) (C(2) + C(3) + C(4) + C(5) + C(7) + C(8) + C(9) + C(10)) / (1 - C(11) - C(12)) Delta method computed using analytic derivatives 7.3 Biến chuyển tiếp open(-3) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 14:07 Sample: 2001Q3 2018Q4 Included observations: 67 Test for nonlinearity using GOPEN_W(-3) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 3.699189 4.807421 3.435428 2.735906 d.f p-value (20, 37) (15, 42) (10, 47) (5, 52) 0.0003 0.0000 0.0019 0.0287 d.f p-value (5, 42) (5, 47) (5, 52) 0.0015 0.0093 0.0287 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 4.784878 3.482013 2.735906 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: first-order logistic 53 Pr(H3) = 05 7.4 Biến chuyển tiếp open(-4) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 14:07 Sample: 2001Q3 2018Q4 Included observations: 66 Test for nonlinearity using GOPEN_W(-4) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 Linearity Tests F-statistic 4.146862 4.305989 3.508461 1.986627 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 3.780404 4.373289 1.986627 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: exponential Pr(H2) < Pr(H3) and Pr(H2) < Pr(H1)) Null Hypothesis H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 Escribano-Jorda Tests F-statistic 3.632390 3.128153 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is rejected at the 5% level using H04 Recommended model: exponential with nonzero threshold Pr(H0L) < Pr(H0E) with Pr(H0E) < 05 54 7.5 Biến chuyển tiếp open(-5) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 14:09 Sample: 2001Q3 2018Q4 Included observations: 65 Test for nonlinearity using GOPEN_W(-5) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis H04: H03: H02: H01: Linearity Tests F-statistic b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 2.594308 2.689901 3.333064 1.008047 d.f p-value (20, 35) (15, 40) (10, 45) (5, 50) 0.0066 0.0064 0.0026 0.4228 d.f p-value (5, 40) (5, 45) (5, 50) 0.3123 0.0007 0.4228 d.f p-value (10, 35) (10, 35) 0.1765 0.0878 d.f p-value The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis Terasvirta Sequential Tests F-statistic H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 1.231849 5.231524 1.008047 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: exponential Pr(H2) < Pr(H3) and Pr(H2) < Pr(H1)) Null Hypothesis Escribano-Jorda Tests F-statistic H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 1.512016 1.848919 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is rejected at the 5% level using H04 Recommended model: first-order logistic with nonzero threshold Pr(H0L) >= Pr(H0E) with Pr(H0E) >= 05 7.6 Biến chuyển tiếp open(-6) Kiểm định phi tuyến Smooth Threshold Linearity Tests Date: 10/02/20 Time: 14:10 Sample: 2001Q3 2018Q4 Included observations: 64 Test for nonlinearity using GOPEN_W(-6) as the threshold variable Taylor series alternatives: b0 + b1*s [ + b2*s^2 + b3*s^3 + b4*s^4 ] Null Hypothesis Linearity Tests F-statistic 55 H04: H03: H02: H01: b1=b2=b3=b4=0 b1=b2=b3=0 b1=b2=0 b1=0 2.601101 3.214158 3.870900 0.530965 (20, 34) (15, 39) (10, 44) (5, 49) 0.0068 0.0017 0.0008 0.7517 d.f p-value (5, 39) (5, 44) (5, 49) 0.2188 0.0001 0.7517 d.f p-value (10, 34) (10, 34) 0.3311 0.1777 The H0i test uses the i-th order Taylor expansion (bj=0 for all j>i) Null Hypothesis H3: b3=0 H2: b2=0 | b3=0 H1: b1=0 | b2=b3=0 Terasvirta Sequential Tests F-statistic 1.479146 6.891626 0.530965 All tests are based on the third-order Taylor expansion (b4=0) Linear model is rejected at the 5% level using H03 Recommended model: exponential Pr(H2) < Pr(H3) and Pr(H2) < Pr(H1)) Null Hypothesis H0L: b2=b4=0 H0E: b1=b3=0 Escribano-Jorda Tests F-statistic 1.190605 1.512269 All tests are based on the fourth-order Taylor expansion Linear model is rejected at the 5% level using H04 Recommended model: first-order logistic with nonzero threshold Pr(H0L) >= Pr(H0E) with Pr(H0E) >= 05 ... độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bị ảnh hưởng môi trường lạm phát lên?  Mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bị ảnh hưởng thay đổi tỷ nào?  Mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát bị ảnh hưởng. .. 2.1 Ảnh hưởng môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn Trong số nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá vào mức giá có nhiều nghiên cứu nhấn mạnh đến ảnh hưởng yếu tố thuộc môi trường vĩ mô lên mức độ truyền. .. ERPT giới cho thấy ảnh hưởng yếu tố thuộc môi trường vĩ mô lên mức độ truyền dẫn tỷ giá vào lạm phát môi trường lạm phát, biến động tỷ giá, độ bất ổn tỷ giá, chu kỳ kinh tế độ mở thương mại Các
- Xem thêm -

Xem thêm: Ảnh hưởng của môi trường vĩ mô lên truyền dẫn tỷ giá ở Việt Nam., Ảnh hưởng của môi trường vĩ mô lên truyền dẫn tỷ giá ở Việt Nam.

Từ khóa liên quan

Mục lục

Xem thêm