Mô hình kin ht

hi u rõ h n lỦ do ch n các bi n s trong mô hình nghiên c u c a đ tài, lu n v n b t đ u v i phân tích m i quan h gi a t giá h i đoái và giá nh p kh u. Theo Hooper và Mann (1989), truy n d n t giá h i đoái có th đ c đ nh ngh a là

s thay đ i c a t giá h i đoái d n đ n s thay đ i trong giá hàng nh p kh u. Trong nghiên c u này, lu n v n t p trung vào mô t truy n d n t giá h i đoái nh là m t ph n c a s thay đ i m c giá chung trong n c liên quan t i s thay đ i c a t giá h i đoái thông qua giá nh p kh u. T đó xây d ng mô hình kinh t ph n ánh m i quan h gi a l m phát v i t giá h i đoái và các bi n s v mô khác.

Chúng ta b t đ u v i mô hình Markup, t m d ch là “giá đôn” đ c áp d ng trong nhi u nghiên c u nh Hooper và Mann (1989), Goldberg và Knetter (1997) và Campa và Goldberg (2002). Các doanh nghi p n c ngoài bán s n ph m c a mình nhi u th tr ng và có th ít nhi u ki m soát đ c giá bán c a h t i th

tr ng n c nh p kh u nh s khác bi t v s n ph m, do các khi m khuy t c a th

tr ng ho c các công ty này có s c m nh quy mô.

Trong mô hình Markup, giá c a nhà xu t kh u n c ngoài ( ) đ c th hi n là k t qu c a chi phí c n biên ( ) và Markup ( ).

= . (3.1)

Theo quy lu t m t giá thì giá nh p kh u chính là giá xu t kh u c a n c ngoài nhân v i t giá h i đoái (t giá là giá c a ngo i t tính theo n i t )

PM = ER = . .ER (3.2)

Hooper và Mann (1989) đ xu t r ng, giá đôn (Markup) - đ c gi đnh là m t bi n và nó ph thu c vào áp l c c nh tranh trên th tr ng n c nh p kh u và s c c u c a th tr ng t i c n c nh p kh u và n c ngoài. Áp l c c nh tranh c a th tr ng t i qu c gia nh p kh u đ c đo l ng b ng t su t l i nhu n, t c là giá trên chi phí s n xu t biên. Do đó giá đôn đ c vi t l i nh sau:

= . (3.3)

Trong đó:

:

Y: i di n cho áp l c c u t i c n c nh p kh u và n c ngoài 0 < <1 và > 0 Thay (3.3) vào (3.2) ta có: PM = . . PM = . . . PM = . . (3.4) Logarit hai v c a ph ng trình (3.4) ta có:

LogPM = (1 - )logER + (1 - )log + logPd + logy (3.5)

t logPM = pm, logER = e, log = , logPd = pd và logY = y thì

ph ng trình (3.5) vi t l i thành:

pmt = ( 1 - )e + ( 1 - )mc*t + Pt^d + yt (3.6)

Ph ng trình (3.6) cho bi t giá nh p kh u t i qu c gia nh p kh u ph thu c vào t giá h i đoái (e), chi phí s n xu t biên c a công ty n c ngoài (mc*), m c giá c nh tranh trung bình c a hàng hóa n c nh p kh u (p^d) và c u th tr ng c a c

n c nh p kh u và n c ngoài (y). Suy ra: Pmt = f(et, mct*, Pt^d, yt)

Tác đ ng truy n d n t giá h i đoái đ n l m phát theo kênh tr c ti p thông qua giá hàng nh p kh u b ng ph ng pháp ngang s c giá mua, ta có th suy ra:

Pt = f(et, mct*, Pt^d, yt) (3.7)

V i Pt là t l l m phát c a qu c gia nh p kh u.

Trong m t nghiên c u v truy n d n c a t giá h i đoái đ n l m phát thông qua giá hàng nh p kh u b ng ph ng pháp ngang s c giá mua Thái Lan, đ đo l ng các nhân t v ph i c a ph ng trình (3.7), Chai-anant và c ng s (2008)

đ xu t các bi n s sau thông qua mô hình:

Pt = f(et, pmt, oilt, mpit, ppit) (3.8)

V i Pt là t l m l m phát c a Thái Lan, et là t giá h i đoái danh ngh a song ph ng gi a đ ng Baht Thái Lan và đ ng ngo i t ch ch t là USD, Pmt là giá nh p kh u tính theo USD, đ c s d ng đ ph n ánh chi phí nh p kh u nguyên li u, oilt

là giá d u thô th gi i, minh h a cho nh ng cú s c bên ngoài đ i v i n n kinh t Thái Lan, mpit là ch s s n xu t ch t o c a Thái Lan, gi i thích ch ra đi u ki n cung c u và ppit là ch s giá s n xu t đo l ng chi phí s n xu t trong n c.

Lu n v n c ng nghiên c u tác đ ng truy n d n c a t giá h i đoái đ n l m phát c a Vi t Nam theo kênh tr c ti p thông qua giá hàng nh p kh u b ng ph ng

pháp ngang s c giá mua nh đư đ c trình bày ph n khung lý thuy t trong

ch ng 2. D a vào ph ng trình (3.7) và ph ng trình (3.8), đ ng th i do h n ch v d li u nên tác gi đ xu t mô hình nghiên c u cho đ tài c a mình nh sau:

Pt = f(ERt, Pmt, RICEt)

V i Pt là t l l m phát c a Vi t Nam, ERt là t giá h i đoái danh ngh a

VND/USD, Pmt là giá nh p kh u c a Vi t Nam tính theo đ ng đôla, đ c s d ng

đ ph n ánh chi phí nh p kh u nguyên li u c a doanh nghi p trong n c, RICEt là giá g o th gi i, minh h a cho giá l ng th c th gi i, ph n ánh nh ng cú s c bên

Mô hình s d ng bi n giá g o th gi i (RICEt) thay cho bi n giá d u thô th gi i. Lý do là hai bi n s này có th thay th cho nhau, đôi khi m t s nghiên c u dùng c hai, đ ph n ánh nh ng cú s c bên ngoài đ i v i n n kinh t trong n c. Ngoài ra, nh chúng ta bi t giá x ng d u Vi t Nam trong m t th i gian dài (tr c

n m 2008) đ c nhà n c tr giá cho nên m c liên thông c a giá x ng d u trong

n c và th gi i là th p, đi u này d n đ n tác đ ng c a giá d u thô th gi i đ n l m phát c a Vi t Nam s không c̀n chính xác. Trong khi đó, t n m 1992 Vi t Nam

đư tr thành m t trong nh ng n c xu t kh u g o hàng đ u th gi i. Do đó, theo tác gi , s d ng bi n giá g o th gi i s ph n ánh chính xác h n. M t lý do n a là ph n l n nghiên c u trong n c khi ph n ánh nh ng cú s c bên ngoài đ u s d ng bi n giá d u th gi i, do đó tác gi s d ng bi n giá g o th gi i đ phong phú thêm các k t qu nghiên c u v nh h ng c a cú s c bên ngoài đ n n n kinh t Vi t Nam.

Ngoài ra, t giá h i đoái đ c s d ng trong mô hình là t giá h i đoái danh ngh a song ph ng VND/USD mà không ph i là t giá h i đoái danh ngh a đa ph ng c a VND b i vì Vi t Nam đ ng đ c NHNN neo vào đ ng đô la M , các t giá h i đoái gi a VND v i các ngo i t khác thì NHTM đ c n đ nh trên c s tính chéo. ng th i, trong quan h thanh toán th ng m i qu c t , h u h t doanh nghi p xu t nh p kh u c a Vi t Nam đ u dùng USD là đ ng ti n ch y u.

3.2.2. căl ng mô hình nghiên c u

3.2.2.1. Mô hình hi u ch nh sai s (Error Correction Model)

Mô hình hi u ch nh sai s ECM th hi n m i quan h trong ng n h n và dài h n gi a nh ng chu i d li u th i gian khi chúng cùng liên k t b c 1 hay I(1) và có quan h đ ng liên k t. Mô hình là m t gi i pháp n ng đ ng đ c s d ng ph bi n trong nh ng nghiên c u kinh t phân tích tác đ ng trong ng n và dài h n v i l i th là có th s d ng ph ng pháp bình ph ng bé nh t (OLS) đ c l ng. K t qu

c l ng theo mô hình ECM cho ta thông tin v các đ c tính không ch trong ng n h n mà c trong dài h n gi a nh ng chu i d li u th i gian (Engle và Granger, 1987).

Khái ni m quan h dài h n trong mô hình hi u ch nh sai s đ n khái ni m

đ ng liên k t đ c khám phá b i Engle và Granger. Theo Granger (1987), khi gi a các bi n s có quan h đ ng liên k t và n u có m t cú s c b t k x y ra gây ra s m t cân b ng thì s t n t i m t quá trình đi u chnh đ ng ng n h n nh c ch hi u ch nh sai s đ đ a h th ng tr l i tr ng thái cân b ng dài h n. Do v y, mô hình ECM s d ng trong c l ng s cho phép xác đnh cân b ng dài h n t v n đ ng ng n h n c a các chu i d li u.

Theo Nguy n Th B o Khuyên (2010), c ch hi u ch nh sai s bao g m hai bi n liên k t b c 1 hay I(1) là Y và X có th đ c trình bày nh sau:

N u ta h i quy hai bi n Y và X không d ng thì k t qu có th b h i quy

t ng quan gi . Yt = 1 + 2Xt + ut, thì 1 và 2 s là nh ng h s c l ng không chính xác. M t cách đ gi i quy t v n đ này là l y sai phân b c 1 đ đ m b o r ng các bi n trong mô hình là chu i d ng. Do đó, ta có th có Yt ~ I(0) và Xt ~ I(0), mô hình h i quy s là:

Yt = a1 + a2 Xt + ut (3.9)

Trong tr ng h p này, k t qu c a 1 và 2 có đ c t mô hình h i quy là chính xác và v n đ h i quy trong t ng quan gi đư đ c gi i quy t. Tuy nhiên, m i quan h t ph ng trình (3.9) ch là m i quan h trong ng n h n gi a hai bi n, có th t n t i m i quan h dài h n gi a hai bi n này. Do đó, mô hình hi u ch nh sai s ECM tr nên r t h u ích trong vi c tìm ki m m i quan h dài h n.

N u Yt và Xtlà đ ng liên k t, ût ~ I(0). Ta có m i quan h gi a Yt và Xt: Yt = a0 + a1 Xt – .ût-1+ t (3.10)

 Yt = a0 + b1 Xt - (Yt-1 - 1 - 2Xt-1) + t

Theo Asteriou (2007), h s trong ph ng trình (3.10) chính là h s hi u

ta bi t m i giai đo n bao nhiêu ph n tr m c a sai s đư đ c hi u ch nh v m c cân b ng dài h n. D u “–豸 c a h s cho bi t s đi u ch nh đ c t o ra theo h ng ph c h i l i s cân b ng trong dài h n, s đi u ch nh trong ng n h n vì v y c ng

đ c d n d t và đ t đ c s phù h p b i quan h cân b ng trong dài h n. i u này có th đ c di n gi i nh sau:

1. N u = 1, thì 100% c a s đi u chnh đư di n ra trong m t kho ng th i gian nghiên c u, nói cách khác, s đi u chnh đư di n ra m t cách nhanh

chóng và đ y đ .

2. N u = 0.5, thì 50% c a s đi u chnh đư di n ra trong m i kho ng th i

gian.

3. N u = 0, ngh a là không có s đi u ch nh.

3.2.2.2.ăQuyătrìnhă căl ng mô hình hi u ch nh sai s

1. Ki m đnh tính d ng và b c liên k t (Unit Root Test)

Khi s d ng các bi n d i d ng chu i d li u th i gian (time series), vi c

đ u tiên nên làm là ki m tra xem nh ng bi n đ c s d ng trong mô hình nghiên c u là d ng (stationary) hay không d ng (non-staionary). Vì v n đ c a chu i d li u th i gian không d ng hay có xu h ng là h i quy OLS cho k t qu là h i quy gi m o, đi u này có th d n đ n nh ng k t lu n không chính xác. C th là k t qu h i quy có R2 và giá tr t cao nh ng các bi n đ c s d ng trong mô hình không có giá tr gi i thích, các ki m đnh th ng kê đ c suy ra t mô hình là không có giá tr . Tuy nhiên, theo Engle và Granger (1987) thì n u gi a các bi n không d ng có m i quan h cân b ng dài h n – quan h đ ng liên k t thì k t qu h i quy v n là th c và

đ c ch p nh n.

Ngoài ra, ch nh ng bi n có cùng b c liên k t m i có th có đ ng liên k t và khi có s t n t i c a đ ng liên k t m i có c s v ng ch c cho vi c v n d ng mô hình hi u ch nh sai s . Do đó, tr c khi c l ng mô hình hi u ch nh sai s ECM,

c n ph i ki m đnh tính d ng và xác đnh b c liên k t c a các bi n đ c đ a vào

mô hình.

Ph ng pháp ki m đ nh tính d ng và b c liên k t (ki m đnh nghi m đ n v - Unit Root Test) đ c th c hi n theo ki m đnh Dickey và Fuler (ki m đnh DF). Ki m đ nh DF đ c c l ng v i ba hình th c:

1. Khi Yt là m t b c ng u nhiên không h ng s Yt = Yt-1 + ut

2. Khi Yt là m t b c ng u nhiên có h ng s Yt= 1 + Yt-1 + ut

3. Khi Yt là m t b c ng u nhiên có h ng s xoay quanh m t đ ng xu th ng u nhiên.

Yt= 1 + 2TIME + Yt-1 + ut (3.12)

ki m đ nh gi thi t H0: = 0, so sánh giá tr th ng kê tính toán v i giá tr th ng kê tra b ng DF. B i vì có hi n t ng t ng quan chu i gi a các ut do thi u bi n, nên th ng s d ng ki m đ nh DF m r ng là ADF (Augemented Dickey – Fuler Test). Ki m đ nh này đ c th c hi n b ng cách b sung vào ph ng

trình (3.12) các bi n tr c a sai phân bi n ph thu c. Ta có ph ng trình m i: Yt= 1 + 2TIME + Yt-1 + i Yt-1 + ut

Khi đó:

1. N u tính toán < = giá tr ADF (ADF test statistic) suy ra không bác b gi thi t H0, hay t n t i nghi m đ n v (chu i d li u không d ng). 2. N u tính toán > = giá tr ADF (ADF test statistic) suy ra bác b gi

Ngoài ra, m t chu i d li u Ytđ c g i là liên k t b c d n u chu i d li u Yt

tr nên d ng sau d phân sai, bi u th là Yt I(d). Ch ng h n, n u chu i d li u Yt

tr nên d ng sau khi sai phân b c nh t, t c là Yt – Yt-1 ho c d ng, đi u này

đ c bi u th là Yt I(1) hay . Nh v y, b c liên k t c a các bi n trong mô hình nghiên c u đ c xác đ nh trong ph n ki m đnh tính d ng.

2. Ki m đ nh đ ng liên k t

Sau khi xác đ nh b c liên k t c a m i bi n, b c ti p theo là ti n hành ki m

đ nh đ ng liên k t gi a các bi n trong mô hình. Vi c ki m đnh đ ng liên k t nh m

xác đ nh có t n t i hay không m i quan h dài h n gi a các bi n kh o sát. C s

v ng ch c c a mô hình hi u ch nh sai s ECM là d a trên khái ni m có t n t i m t m i quan h cân b ng trong dài h n gi a các bi n có liên quan. Do đó, n u k t qu ki m đnh cho bi t có t n t i ít nh t m t đ ng liên k t, t c là gi a các bi n có t n t i m i quan h dài h n thì mô hình ECM s đ c th c hi n. Có hai ph ng pháp đi m knh đ ng liên k t:

1. Ph ng pháp c a Granger

K t h p tuy n tính gi a hai bi n chu i Yt và Xtnh sau: Yt = 1 + 2Xt + ut. L y ph n d : ût = Yt - 1 - 2Xt. N u ût ~ I(0), thì Yt và Xt có quan h đ ng liên k t.

2. Ph ng pháp c a Johansen và Juselius

Ph ng pháp c a Johansen và Juselius áp d ng nguyên t c h p lý c c đ i đ