Cách tiếp cận đồng liên kết VAR có thểcung cấp thêm thông tin có giá trịcho một số lý do. Đầu tiên, tính chất đồng liên kết là bất biến để gia tăng thêm giá trị
của kho thông tin. Nếu những chuỗi thời gian không dừng dường như đồng liên kết trong một mô hình nhỏ, chúng vẫn sẽ đồng liên kết trong một mô hình lớn.
Điều này cho phép ước lượng một mô hình mà thành phần của nó chỉcó tỷgiá hối
đoái và chỉ số giá, dẫn đến hệ số ước tính chính xác hơn. Thứ hai, cấu trúc lý thuyếtphong phú hơn cho phép áp đặt hạn chếvới ngắn hạn và dài hạn và đểphân tích hai loại mô hình động. Thứba, vấn đềnhân quả Granger cũng được phân tích trực tiếp trong khuôn khổ này. Kết quảcủa kiểm định nhân quả này được kì vọng sẽ khác biệt với những kết quả trên bởi vì chỉ có 3 chuỗi thời gian của biến được
quan tâm được đưa vào mô hình.
Kiểm nghiệm thông số sai lệch đa biến chỉ ra rằng khi mà ước lượng với 3 độ
trễ như trên, tự tương quan của hệthống sửdụng 3 biến số đồng liên kết VAR ở độ
trễ 1 có ý nghĩa ở 5%, nhưng không có ý nghĩa ở độ trễ 4. Hệ thống nhỏ nhất không chứa tự tương quan sai số gồm có 4 độ trễ và cho phép đánh giá sơ bộ của chuỗi thời gian đơn như trong báo cáo ởBảng 3
Chuỗi thời gian R Dgf
χ2(95%)
KDAV MPI RPI trend
Test for exclusion (LR~χ2(r)) 1 2 1 2 3,84 5,99 12,05 14,26 10,24 15,58 11,93 19,00 9,87 16,36
Test for stationary (LR~χ2(p-r)) 1 2 3 2 7,81 5,99 18,58 8,79 20,03 9,25 17,35 5,48
Test for weak exogeneity (LR~χ2(r)) 1 2 1 2 3,84 5,99 6,81 15,27 0,04 2,73 5,85 14,12
Chú ý: r là hạng của đồng liên kết, p là số biến (3), và dgf là bậc tự do. Entries chỉ ra thống kê kiểm định χ2, giá trị mà cao hơn giá trị phê phán 95% (χ2( bậc tự
do)), thì chỉra bác bỏgiả thiết của giảthuyết không có hiệu lực. Các giá trịbịloại bỏthì được in đậm.
Những chuỗi thời gian là cơ sở đối với hệ thống được ước lượng và tính dừng bịloại bỏ trong chuỗi thời gian. Thửnghiệm trên chuỗi đơn lẻchỉra trong một mô hình nhỏ hơn, yếu tố ngoại sinh yếu của chỉ số giá trung bình MPI không thể bị
loại bỏcho tất cảcác sựlựa chọn của r,hạng đồng liên kết. Phân tích đabiến chỉra rằng không có sự tương quan ở mức ý nghĩa quy ước cho độ trễ1 và 4 (p-values lần lượt là 0,96 đến 0,40), thông thường cho phần dư VAR là bị loại bỏ mạnh mẽ.(Chú ý rằng giá trị của những kết quả trong phần còn lại của mô hình VAR trong giảthiết rằng phần dư thì i.i.d, chứkhông phải n.i.i.d. Thật quan trọng đểgiải thích cho tự tương quan của phần dư, chứ không quan trọng cho sự bình thường) Thống kê kiểm nghiệm đơn biến ARCH không có ý nghĩa. Như vậy, mô hình
dường như là riêng biệt. Vì vậy, đồng liên kết VAR được ước lượng áp đặt yếu tố
biến ngoại sinh lên MPI. Lưu ý việc áp đặt biến ngoại sinh của MPI thấp hơn
thống kê kiểm định tương quan một chút (lần lượt là 0,86 đến 0,18).Tương quan đồng thời giữa hai chuỗi nội sinh lên đến -0,032. Nghiên cứu của hệ thống thậm
chí nhỏ hơn chỉ bao gồm tỷ giá hối đoái và MPI dẫn đến không có đồng liên kết giữa 2 chuỗi.
Thiết lập mô hình
VAR đồng liên kết có thể được trình bày trong mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) như sau:
Xt= Xt-1 + i Xt-i + Dt + 0 + 1t + t
Trong đó, Xtlà tiến trình tựhồi qui đa chiều p ,k là độ trễthời gian, t là sai số
i.i.d với trung bình 0 và phương sai Ω, i – I, i= i, và t bao gồm biền giả mùa vụ và các biến giả liên quan.Dưới lí thuyết I(1),rank ( =r<p, chúng ta có thểphân tích , trong đó , là những ma trận p* r của hạng r, và ’⊥ ⊥ có thứhạng đây đủ(p- r),trong đó ⊥ ⊥ là những phần bù trực giao của , và trong đ i i .Xu hướng bị giới hạn đối với
phương pháp đồng liên kết , ’⊥ 1=0 , vì chúng tôi không quan sát xu hướng bậc 2 trong dữ liệu.Sự trình bày đường trung bình động (moving average) của tiến trình I(1) định nghĩa tiến trình hình thành dữliệu cho Xt như một hàm của sai số
t,các giá trị ban đầu 0,và các biến trong t.Đó là :
Xt=C( i + Di) + 0t ) + C* (L)( t+ 0 + 1t + Dt + 0
Trong đó ma trận ảnh hưởng C = ⊥ ( ’⊥ ⊥ )-1 ’⊥. C* (L) là đa thức hữu hạn
trong hàm độtrễL, 0là hàm của các giá trị ban đầu
Các vector đồng liên kết được ước lượng bằng hồi qui giảm thứ hạng của Xt
trên (Xt-1, t),những chênh lệch độ trễ và hằng số,xem Johansen(1996),Theorem 6.2.mô hình được ước lượng đánh đổ 84 quan sát và bao gồm một xu hướng bị
giới hạn trong phươngpháp đồng liên kết, cũng như hằng số và các biến giả mùa vụ, bỏqua 58 bậc tựdo.
Những kết quả
Thống kê kiểm định trace cho hạng đồng liên kết ( bảng 4) được ước tính và sử
định trace cốgắng hiểu rõ bao nhiêu eigenvalues là khác 0 đáng kể, nói cách khác con sốcủa H0 chỉ ra sựbác bỏ giảthiết, cái khác là r= i+1. λi đưa ra eigenvalues được lấy trong quá trình tối đa hóa của hàm likelihood. Những eigenvalues có
liên quan đến những bình phương hệ số của tương quan canonical. Chúng chỉ ra rằng bậc của tương quan giữa phần tính dừng của hệthống và vector đồng liên kết dừng .λ1 =0.271 chỉ ra rằng có sự tư tương quan xấp xỉ 55%. Trace cũng chỉ ra rằng thống kê kiểm định từ CATS output ( sự bác bỏ được in đậm), và trace 95
đưa ra giá trịphê phán, lấy từJohansen (1996)).
H0 Trace Trace 95 r =0 r<1 0.271 0.131 38.28 11.79 25.47 13.39 Bảng 4.
Giả thuyết r= 0 thì bị loại bỏ mạnh mẽ, trong khi giả thuyết thứ 2 (r<1) thì không. Những bằng chứng cho r=1 có thể được lấy từhệsố có hiệu chỉnh được
ước tính. Hệsố này cũng chỉ ra điều chỉnh đáng kể( trong mức độ của hiệu chỉnh sai số) chỉ trong vector đồng liên kết thứ nhất. Cũng như những giá trị riêng của ma trận bậc1 chỉ r =1. Trong nghiên cứu tiếp tục duy trì, chúng tôi sẽ thừa nhận 1
vector đồng liên kết . Bảng 5 đưa ra những ước tính thiếu tính chặt chẽ của mối quan hệ đồng liên kết giữa và hệsố có điều chỉnh, với danh nghĩa RPI.
Variable KDAV -0.327 0.211 (4.123) RPI 1 -0.187 (-3.603) MPI ( exog.) -0.404 Trend -0.001 Bảng 5.
Đểgiải thích dễ dàng hơn, chúng ta viết lại mối quan hệcân bằng dài hạn :
RPI = 0.327 KDAV+ 0.404 MPI + 0 .001 t
Giá cảbán lẻ di chuyển tỷlệtuận với tỷ giá và MPI theo thời gian(ảnh hưởng nhiều hơn với MPI).
HệsốKDAV có thể được hiểu như là hệsốpass-through dài hạn, chỉra rằng cứ
10% giảm trong đồng nội tệ thì cho kết qủa 3.3% tăng lên của RPI. Điều này không tuân theo quy tắc, vì kết quả không xuất hiện những thông số “ sâu”(deep parameter)_ trong giải thích của Lucas _ từmô hình cấu trúc. Nó cũng chỉra rằng pass- though có ý nghĩa, sẽ cao hơn ở các quốc gia khác với sự dollar hóa ở mức
độthấp hơn. Tuy nhiên, kích thước của pass-through thì không xác nhận được chỉ
số hóa lan rộng của tiền lương và giá cả (thuờng được báo cáo bởi quan sát nhân quả). Mặt khác, MPI có hệ sốdài hạn xấp xỉ 0.4. ,có nghĩa là cứ 1đơn vị thay đổi
trong MPI làm thay đổi 40% trong RPI. Hệ số điều chỉnh có ý nghĩa cho RPI có
dấu hiệu đúng và chỉ ra rằng hiệu chỉnh sai số có ý nghĩa. Lưu ý tuy nhiên tỷgiá cũng điều chỉnh đáng kể đến sựmất cân bằng. Điều này cũng cùng quan điểm đã
đề cập ở trên rằng tỷ giá thì nội sinh một phần đối với chính sách tiền tệ của
Croatia, điều này được giải thích là một bộphận của TGHĐ thảnổi và TGHĐ thả
CHƯƠNG 4: KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu này tập trung vào tác động dẫn truyền của tỷ giá hối đoái ở
Croatia ,có nghĩa là phạm vi thay đổi trong tỷ giá tác động đến các chỉsốmức giá cảnội địa. Viêc đo lường tác động dẫn truyền thì quan trọng vì một sốlý do. Các nhà chính sách tiền tệ có xu hướng xem tỷ giá như một trong các kênh cơ bản của
cơ chếdẫn truyền tiền tệ. Đặc biệt đối với các nền kinh tế nhỏ mở như là Croatia,
rất thích hợp cho nhà hoach đinh chính sách để đánh giá đươc phạm vi của lạm phát nội địa bị ảnh hưởng bởi tỷ giá hối đoái . Một tác động dẫn truyền của tỷgiá hối đoái đến lạm phát lớn, nếu được kết hợp với phương pháp chỉ số hóa được khuyếch đại của tiền lương và giá cả(dollar hóa thật sự) sẽ tương ứng với một phụ
thuộcnghiêm trọng trong hiệu quả của chính sách tiền tệ và đòi hỏi một sự quan
tâm đặc biệt vào tỷgiá. Dựa trên giả định này, việc thực hiện chính sách tiền tệ ở
Croatia ,có thể được mô tảlà‘ mục tiêu tỷgiá thắt chặt’.
Nghiên cứu ước lượng hệ số tác động dẫn truyền của tỷ giá hối đoái sử dụng 2
phương pháp khác nhau. Đầu tiên là hệthống hồi quy mô hình VAR hồi quy, tính dừng trong đó các cú sốc tỷ giá được đưa vào chỉsốgiá sản xuất và chỉsố giá cả
bán lẻ. Mặc dù chỉ sốgiá trung bình ban đầu dường như phản ứng đáng kểvới sự thay đổi tỷgiá cũng như sự thay đổi trong giá cả hàng hóa nhưng chỉsố giá bán lẻ
thì không. Mặc dù việc thiếu chỉsốgiá nhập khẩu có tác động đôi chút đến dựbáo
các ước lượng chính xác cho Croatia, bằng chứng này phù hợp với điều MC Cathy (2000) đã tìm ra cho hầu hết các nền kinh tế tiên tiến. Phương pháp thứhai là sử
dụng mô hình VAR đồng liên kết có thông tin là dữliệu không dừng đã được khảo
sát đầy đủ. Tập trung vào dài hạn, cho thấy một kết quảrõ ràng hơn. Tác động dẫn truyền của tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá cả trung gian (chỉ số giá sản xuất MPI) không thể đo lường được nhưng hệsố tác động dẫn truyền của tỷgiá hối đoái ước chừng 0.3 cho chỉsốgiá bán lẻ. Sự khác biệt định tính trong các kết quả có thểlà do cấu trúc hồi quy định nghĩatác động dẫn truyền của tỷgiá hối đoái khá hẹp như
là một chuỗi quan hệ nhân quả đến những thay đổi trong tỷ giá,trong khi trong
phương pháp đồng liên kết thì mối quan hệ tác động dẫn truyền của tỷgiá hối đoái
giải thích mối quan hệ nhân quả.Trong bài nghiên cứu này, phương pháp hồi quy
được sửdụng nhiều hơn. Trong môt số trường hợp, hệsố ước lượng hiếm khi được
xem như là bằng chứng của chỉsốgiá cảvà tiền lương khuyếch đại.
Có nhiều lý do phải cẩn thận trong việc giải thích kết quả. Đầu tiên, là sựhiện diện mạnh của giá có quản lý và kiểm soát có thểlàm giảm sựphản hồi của giá cả
tiêu dùng trong quá khứ. Tuy nhiên, vì giá cả đang dần dầnnới lỏng, hệsốtác động dẫn truyền của tỷ giá hối đoái có xu hướng tăng lên. Thứ hai, tính thay đổi của tỷ
giá trên cùng một thời kỳthì rất thấp. Điều này khiến rất khó khăn để xác định các mối quan hệcó ý nghĩa thống kê của tỷgiá hối đoái với các biến khác. Quan trọng hơn, mặc dù tác động dẫn truyền của tỷgiá hối đoái có thể không được mong đợi
không thay đổi dưới các điêù kiện khác nhau. Không có gì đảm bảo rằng khi sựthay đổi tỷgiá trởnên rõ rệt hơn, nền kinh tế sẽ phản ứng lại theo cùng 1 cách
như vậy. Nếu việc chuyển tiếp sang chế độmới không được công chúng hiểu một cách rõ ràng, những sự thay đổi trong tỷgiá lớn hơn có thểdễ dàng làm các mong
đợi không còn tính ổn định nữa.
Nhìn chung, các kết quả này khích lệ sự thay đổi dần khỏi chính sách cũ của mục tiêu tỷgiá hối đoái thắt chặt. Mặc dù các cảnh báo trước đã nêu bên trên, một số phát hiện xác thực rằng Croatia còn xa với việc là một nền kinh tế bị dola hóa
hoàn toàn và phương pháp chỉ số hóa giá cả đến tỷgiá bị giới hạn trong quá khứ. Kể từ năm 1994, mặc dù có lịch sử lạm phát thấp, CNB đã thiết lập nguồn lực mạnh và luật ngân hàng trung ương mới đã thừa nhận hoàn toàn tính độc lập của nó và tập trung cơ bản vào lạm phát.Vì việc cải thiện bỏ qua giám sát vảcác quy
định thận trọng được điều chỉnh để đảm bảo rằng rủi ro tiền tệ được xem xét bởi các ngân hàng, hệ thống tài chính trở nên ít bị tổn hại hơn. Sự phát triển của thị trường tài chính cung cấp cho người dân các công cụphòng hộchống lại rủi ro tiền tệ. Hậu quả là, các tác động bảng cân đối tài kế toán chắc chắn sẽ trởnên ít quan trọng hơn, làm mạnh thêm tác động của chính sách tiền tê.
Tuy nhiên, những phát hiện của các nghiên cứu này không thể được giải thích
như là sự ủng hộ sự thay đổi chính sách. Nhiều nghiên cứu cần đánh giá đầy đủ
các vấn đề mà các nhà hoạch định chính sách phải đối mặt. Những thành công trong quá khứ của chính sách tiền tệ trong việc giảm lạm phát và việc dễ bị tấn
công liên tục của hệ thống tài chính đối với sự thay đổi của tỷ giá tranh luận theo
TÀI LIỆU THAM KHẢO
1. Pass-Through of Exchange Rates and Import Prices to Domestic Inflation in Some Industrialized Economies,Jonathan McCarthy (2000).
2. Time-series Econometrics:Cointegration and Autoregressive Conditional Heteroskedasticity , Advanced information on the Bank of Sweden Prize in Economic Sciences in Memory of Alfred Nobel-8 October 2003.
3. Exchange rate pass-through inemerging markets by michele ca’ zorzi, elke hahnand marcelo sánchez.
4. Price-setting and exchange rate pass-through: theory and evidence ,michael
b. devereux and james yetman*.
5. Pass-through of exchange rates and import prices to domestic inflation in some industrialized economies jonathan mccarthy,federal reserve bank of
new york,june 29, 2006.
6. Pinelopi Koujianou Goldberg & Michael M. Knetter, 1997. "Goods Prices and Exchange Rates: What Have We Learned?”
7. Goldfajn, Ilan and Werlang, Sergio R. da C., The Pass-Through from Depreciation to Inflation: A Panel Study (July2000)
8. Exchange Rate Pass-Through and Its Implications For Inflation in Vietnam” (2009) của tác giả Võ Văn Minh
9. Giáo trình Kinh tế lượng, Ths Hoàng Ngọc Nhậm ,Khoa Toán Thống Kê,
Trường ĐH Kinh Tế TP Hồ Chí Minh.
10. Giáo trình Toán cao cấp, Đại số tuyến tính, Khoa Toán Thống Kê, Trường ĐH Kinh Tế TP Hồ Chí Minh.
11. TS. Nhật Trung, TS. Nguyễn Hồng Nga, “ Hiệu ứng trung chuyển tác động
của tỷ giá đến giá cả và lạm phát”, www.sbv.gov.vn
12. Các trang website:
- Thời báo kinh tếViệt Nam www.vneconomy.vn
- www.wikipedia.org - www.worldbank.org - www.imf.org
- www.mof.gov.vn - www.saga.vn
- www.sbs.com - www.gso.gov.vn
TÁC ĐỘNG DẪN TRUYỀN CỦA TỶGIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CHÍNH SÁCH TIỀN TỆ Ở
CROATIA...1
MỤC TIÊU NGHIÊN CỨU...1
ĐỐI TƯỢNG VÀ PHẠM VI NGHIÊN CỨU:...1
PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU:...1
CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT...3
1.1 Tác động dẫn truyền của tỷgiá hối đoái (Exchange Rate Pass-Through)...3
1.1.1 Cơ chế tác động của tỷ giá đến giá trong nước...3
1.1.2. Học thuyết ngang giá sức mua (PPP) và những nguyên nhân làm cho tỷgiá lệch khỏi PPP...5
1.2. Nổi lo sợthảnổi tỷgiá và tình trạng Dollar hoá...6
1.3. Tổng quan về tác động dẫn truyền tỷgiá hối đoái và chính sách tiền tệ ởCroatia...7
CHƯƠNG 2: CÁC NGHIÊN CỨU VỀ TÁC ĐỘNG DẪN TRUYỀN...14
CỦA TỶGIÁ HỐI ĐOÁI...14
CHƯƠNG 3: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU: DỮ LIỆU VÀ TÍNH TOÁN...16