Ở Việt Nam, ERPT vẫn luôn là đề tài thu hút khá nhiều nhà nghiên cứu. Các bài nghiên cứu sử dụng các phƣơng pháp khác nhau VAR, SVAR, VECM,…trong thời kỳ khác nhau, kết quả đều cho thấy mức độ truyền dẫn vào chỉ số giá tiêu dùng là không hoàn toàn (Võ Văn Minh 2009, Nguyễn Thị Ngọc Trang và Lục Văn Cƣờng 2013, Phạm Thị Tuyết Trinh 2013).
Võ Văn Minh (2009) sử dụng mô hình VAR để nghiên cứu tác động ERPT vào lạm phát ở Việt Nam giai đoạn từ tháng 1/2001 đến tháng 2/2007 với 73 quan sát cũng chứng minh đƣợc rằng, giảm giá VND có tác động không hoàn toàn lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng. Kết quả cho thấy ERPT vào giá tiêu dùng nhỏ và chậm hơn so với giá nhập khẩu. Tác động ERPT đến chỉ số giá nhập khẩu sau 6 tháng là 1,04, sau 1 năm là 0,21; tuy nhiên mức truyền dẫn đến chỉ số giá tiêu dùng trong 4 tháng đầu là âm và mức tác động tích lũy sau 1 năm chỉ là 0,13; ở mức trung bình so với các nƣớc trong khu vực. Nhƣ vậy, tác giả khuyến nghị một sự linh hoạt hơn của cơ chế điều hành tỷ giá hối đoái ví dụ nhƣ cho phép sự biến động biên độ tỷ giá hối đoái lớn hơn.
Nguyễn Đình Minh Anh và cộng sự (2010) nghiên cứu tác động ERPT vào lạm phát Việt Nam dựa trên mô hình VAR giai đoạn 2005 - 2009. Kết quả đã xác định đƣợc hệ số ERPT ở Việt Nam là 0,07 sau 2 tháng. Tác động của cú sốc tỷ giá trên mức giá tiêu dùng bị triệt tiêu hoàn toàn trong tháng thứ ba. Kết quả của phân rã phƣơng sai và hàm phản ứng xung đã chứng tỏ rằng cung tiền đóng
vai trò quan trọng trong biến động của lạm phát ở Việt Nam, hơn nữa, lãi suất là một công cụ mạnh mẽ để kiểm soát lạm phát.
Trần Văn Hùng (2015) đã chia giai đoạn nghiên cứu hàng tháng từ 2002 đến 2014 thành hai giai đoạn nhỏ lấy thời điểm Việt Nam gia nhập WTO làm mốc, sử dụng mô hình VAR để ƣớc lƣợng tác động của của cú sốc tỷ giá đến lạm phát. Kết quả cho thấy ERPT vào lạm phát tăng mạnh hơn và nhạy hơn với tỷ giá trong giai đoạn sau khi gia nhập WTO so với trƣớc khi gia nhập WTO.
Phạm Thành Chung (2015) nghiên cứu ERPT đến lạm phát ở Việt Nam giai đoạn 1995-2012 sử dụng mô hình STAR. Kết quả tìm thấy mức độ ERPT càng cao khi lạm phát càng cao và ngƣợc lại. Mức độ ERPT bắt đầu hình thành khi lạm phát tăng lên 1 đơn vị và gia tăng đến mức gần 1 khi lạm phát gia tăng từ 2,5-4 đơn vị.
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015) nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá nội địa dƣới tác động của môi trƣờng lạm phát tháng 1/2000 đến 12/2014. Nhóm tác giả sử dụng mô hình TVAR đã tìm thấy 2 ngƣỡng lạm phát là 0,1595%/tháng và 0,3395%/tháng. Dƣới ngƣỡng 0,3395% lạm phát gần nhƣ thay đổi không đáng kể, trên ngƣỡng này lạm phát tăng mạnh sau đó trở về mức cân bằng. Tuy nhiên, các kết quả đo lƣờng phản ứng xung trong nghiên cứu đặt ra tranh luận về ý nghĩa thống kê.
Tóm lại, nghiên cứu về tác động của ERPT vào lạm phát hiện nay đƣợc thực hiện rộng rãi tại nhiều quốc gia phát triển và đang phát triển đƣợc trình bày nhƣ Bảng 2.2. Các nghiên cứu đƣợc thực hiện theo ba cách tiếp cận: (1) Cách tiếp cận thứ nhất là nghiên cứu mối tƣơng quan giữa ERPT và môi trƣờng lạm phát theo phƣơng pháp tuyến tính; (2) Cách tiếp cận thứ hai là nghiên cứu mối tƣơng quan giữa ERPT và môi trƣờng lạm phát theo phƣơng pháp phi tuyến; (3) Cách tiếp cận thứ ba là nghiên cứu tác động ERPT vào lạm phát theo phƣơng pháp phi tuyến và xác định mức ngƣỡng lạm phát. Theo cách tiếp cận thứ nhất, hầu hết các nghiên cứu đều cho thấy mối tƣơng quan thuận chiều giữa ERPT và môi trƣờng lạm phát (Taylor 2000, Campa và Goldberg 2002). Theo cách tiếp cận thứ hai, những nghiên cứu cung cấp bằng chứng về sự phụ thuộc của ERPT
vào môi trƣờng lạm phát (Choudhri và Hakura 2001). Theo cách tiếp cận thứ ba, các nghiên cứu làm sáng tỏ tính phi tuyến với mức ngƣỡng lạm phát, tùy thuộc vào đặc điểm nền kinh tế khác nhau mà mức ngƣỡng lạm phát khác nhau thông qua đó đo lƣờng mức độ truyền dẫn dƣới tác động của từng môi trƣờng lạm phát. Ở Việt Nam, trong số những nghiên cứu tác giả tiếp cận đã có nghiên cứu tìm ra đƣợc bằng chứng tính phi tuyến của ERPT vào lạm phát bằng phƣơng pháp tuyến tính theo cách tiếp cận thứ nhất (Trần Văn Hùng 2015) và phƣơng pháp phi tuyến tính theo cách tiếp cận thứ hai (Phạm Thành Chung 2015, Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Thị Ngọc Trang 2015) nhƣng vẫn chƣa làm rõ hơn về tính phi tuyến của ERPT thông qua việc phân tích mức độ ERPT trong từng môi trƣờng lạm phát ở Việt Nam.
Bảng 2. 1. Bảng tóm tắt các nghiên cứu về truyền dẫn tỷ giá theo môi trƣờng lạm phát
Tác giả tƣợng Đối Thời gian Mô hình/Phƣơng pháp Kết quả nghiên cứu Ngƣỡng lạm phát 1 Devereux và Yetman (2008) 144 quốc gia Giai đoạn 1970- 2007
Mô hình kinh tế vĩ mô theo trƣờng phái Keynes, phƣơng pháp bình phƣơng tối thiểu hai
giai đoạn.
ERPT và tỷ lệ lạm phát trung bình có mối quan hệ dƣơng cùng chiều nhƣng phi tuyến tính. Tức là ERPT ở
những quốc gia có lạm phát cao thì cao hơn ở những nƣớc có lạm phát thấp, tuy nhiên khi lạm phát tăng tốc
độ của ERPT giảm dần.
2 Campa và Goldberg (2002) Các quốc gia OECD Từ quý I/1975 - quý IV/1999
Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số (VECM).
Trong ngắn hạn hệ số truyền dẫn ERPT thì thấp hơn ở những quốc gia có lạm phát thấp, tốc độ tăng bình quân năm của cung tiền thấp và biến động tỷ giá thấp (tƣơng
đồng với lập luận của Taylor (2000).
3 Choudhri và Hakura (2006) 71 nƣớc bao gồm nƣớc đang phát triển và nƣớc công nghiệp Giai đoạn 1979- 2000
Mô hình kinh tế vĩ mô mở (open-economy macroeconomic model), với
phƣơng pháp phi tuyến.
Mối tƣơng quan thuận chiều có ý nghĩa thống kê giữa ERPT và tỷ lệ lạm phát trung bình của các quốc gia. Hàm ý chính sách quan trọng của nghiên cứu là sự phụ thuộc của mức độ truyền dẫn tỷ giá vào môi trƣờng lạm
phát nên đƣợc xem xét trong việc điều hành chính sách tiền tệ. Việc thực thi một chính sách lạm phát mục tiêu
sẽ dễ dàng hơn trong môi trƣờng lạm phát thấp.
10%/năm và 30%/năm 4 Taylor (2000) Các doanh nghiệp tại Hoa Kỳ Giai đoạn 1988- 1999
Mô hình định giá so le theo sức mạnh thị trƣờng (Staggered Pricing Model with Market Power).
Truyền dẫn tỷ giá thấp phụ thuộc vào môi trƣờng lạm phát thấp và ổn định. Khẳng định mối quan hệ thuận chiều giữa ERPT và lạm phát, hàm ý rằng lạm phát thấp và chính sách tiền tệ ổn định lạm phát cũng tác động đến
ERPT.
5 Gagnon và Ihrig (2004) 20 nƣớc công nghiệp Giai đoạn 1975- 2000
Mô hình vĩ mô đơn giản (Simple Macro Model), và phƣơng pháp hồi quy vectơ đơn biến (bivariate vector
autoregression),
Lạm phát thấp và độ tin cậy của CSTT là nhân tố quan trọng làm giảm ERPT vào lạm phát kể từ những năm
1980. 6 Junttila và Korhonen (2012) 9 quốc gia phát triển OECD Từ quý I/1975 - quý III/2009
Mô hình hồi quy ngƣỡng (TAR) cho hầu hết các nƣớc
nhƣng hồi quy chuyển tiếp trơn mũ (ESTAR) cho Ý, Anh,
Thụy Điển và hồi quy chuyển tiếp trơn (LSTAR) cho Đan
Mạch.
Nghiên cứu đã tìm ra một mức ngƣỡng lạm phát trung bình là 2,92%/năm mà khi tỷ lệ lạm phát nhỏ hơn mức ngƣỡng này không có ERPT đến chỉ số giá nhập khẩu, nhƣng khi tỷ lệ lạm phát lớn hơn mức ngƣỡng này thì có
bằng chứng cho thấy ERPT đến chỉ số giá nhập khẩu là rất rõ ràng với hệ số truyền dẫn là 0,71. 2,92%/năm 7 Shintani và cộng sự (2013) Hoa Kỳ Từ tháng 1/1975 - tháng 12/2007
Mô hình vectơ tự hồi quy chuyển đổi trơn (STAR) kết hợp với hàm chuyển đổi hình
chữ U, với phƣơng pháp phi tuyến tính.
ERPT giảm trong suốt thập niên 1980 và 1990 là có liên
quan đến môi trƣờng lạm phát thấp. 8 Alvarez và các cộng sự (2016) Argentina Giai đoạn 1988- 1997
Mô hình chi phí điều chỉnh lại giá (Menu Cost Model), với
phƣơng pháp phi tuyến.
Mức độ biến động giá không có ý nghĩa với lạm phát khi môi trƣờng lạm phát thấp, nhƣng mức độ biến động này
có hệ số truyền dẫn thuộc khoảng từ 1/2 đến 2/3 trong môi trƣờng lạm phát cao. 10%/năm 9 Aleem và Lahiani (2014) Mexico Từ tháng 1/1994 đến tháng 11/2009
Mô hình vectơ hồi quy ngƣỡng (TVAR), với phƣơng pháp phi
tuyến.
Mức độ truyền dẫn tỷ giá cao trong môi trƣờng lạm phát cao và thấp trong môi trƣờng lạm phát thấp và trung
bình.
0.167%/tháng và 0.783%/tháng
10 Võ Văn Minh (2009) Việt Nam Từ tháng 1/2001 đến tháng 2/2007 Mô hình VAR
Kết quả cho thấy giảm giá VND có tác động không hoàn toàn lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng. ERPT vào giá
tiêu dùng nhỏ và chậm hơn so với giá nhập khẩu. Tác động ERPT đến chỉ số giá nhập khẩu sau 6 tháng là 1,04,
sau 1 năm là 0,21; tuy nhiên mức truyền dẫn đến chỉ số giá tiêu dùng trong 4 tháng đầu là âm và mức tác động tích lũy sau 1 năm chỉ là 0,13; ở mức trung bình so với
các nƣớc trong khu vực. 11 Nguyễn Đình Minh Anh và cộng sự (2010) Việt Nam Giai đoạn 2005 - 2009 Mô hình VAR
Kết quả đã xác định đƣợc hệ số ERPT ở Việt Nam là 0,07 sau 2 tháng. Tác động của cú sốc tỷ giá trên mức giá
tiêu dùng bị triệt tiêu hoàn toàn trong tháng thứ ba. Kết quả của phân rã phƣơng sai và hàm phản ứng xung đã chứng tỏ rằng cung tiền đóng vai trò quan trọng trong biến động của lạm phát ở Việt Nam, hơn nữa, lãi suất là
một công cụ mạnh mẽ để kiểm soát lạm phát.
12 Trần Văn Hùng (2015) Việt Nam Từ tháng 1/2002 đến tháng 12/2014 Mô hình VAR
ERPT vào lạm phát tăng mạnh hơn và nhạy hơn với tỷ giá trong giai đoạn sau khi gia nhập WTO so với trƣớc
khi gia nhập WTO
13 Phạm Thành Chung (2015) Việt Nam Giai đoạn 1995- 2012 Mô hình STAR
Mức độ ERPT càng cao khi lạm phát càng cao và ngƣợc lại. Mức độ ERPT bắt đầu hình thành khi lạm phát tăng lên 1 đơn vị và gia tăng đến mức gần 1 khi lạm phát gia
tăng từ 2,5-4 đơn vị.
14 Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Thị Ngọc Trang (2015) Việt Nam 1/2000 đến Từ tháng 12/2014 Mô hình TVAR Kết quả đã tìm thấy 2 ngƣỡng lạm phát là 0,1595%/tháng và 0,3395%/tháng. Dƣới ngƣỡng 0,3395% lạm phát gần nhƣ thay đổi không đáng kể, trên ngƣỡng này lạm phát tăng mạnh sau đó trở về mức cân bằng. Tuy nhiên, các kết quả đo lƣờng phản ứng xung trong nghiên cứu đặt ra tranh luận về ý nghĩa thống kê.
Tóm tắt chƣơng 2
Trong chƣơng này, bài nghiên cứu đã khái quát hóa các lý thuyết về ERPT, các yếu tố tác động đến ERPT nhƣ: môi trƣờng lạm phát, vị thế của đồng tiền, biến động tỷ giá, tính ổn định của tổng cầu, độ mở của nền kinh tế. Ngoài ra, chƣơng 2 cũng đã khái quát những nghiên cứu thực nghiệm diển hình về ERPT theo môi trƣờng lạm phát. Tất cả những vấn đề trên là cơ sở để thực hiện lựa chọn phƣơng pháp phân tích phù hợp với các nghiên cứu trƣớc và số liệu thực tế tại Việt Nam.
CHƢƠNG 3: PHƢƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 3.1. Mô hình nghiên cứu TVAR
Mô hình TVAR là hình thức mở rộng đa biến của mô hình TAR - mô hình hồi quy ngƣỡng đơn biến đƣợc đề xuất bởi Tong (1978). TVAR giải thích tính phi tuyến tính nhƣ chuyển đổi chế độ và ảnh hƣởng bất cân xứng của các cú sốc. Mô hình ngƣỡng chia chuỗi thời gian trong những chế độ khác nhau và trong mỗi chế độ chuỗi thời gian đƣợc mô tả bằng mô hình tuyến tính. Mô hình TVAR với q chế độ và độ trễ mỗi chế độ là p có dạng nhƣ sau: q p t i ij t j i t it i 1 t d i i 1 j 1 (3.1) Y ( Y K )I(c z c )
Trong mô hình (3.1), Yt và it , i=1, ... q là vectơ m x1, Yt là vectơ của
m biến nội sinh, sai số itkhông tự tƣơng quan, có trung bình bằng 0, có ma trận
hiệp phƣơng sai xác định dƣơng
i
với i=1,...,q. Ngoài ra, i là vectơ m x 1 của các hằng số của chế độ thứ i và ij là ma trận hệ số m x m, với i=1, ..., q là số chế độ của mô hình và j=1, ..., p là độ trễ của mỗi chế độ. Bên cạnh đó, i là ma trận hệ số m x n,
t
K là vectơ nx1 của biến ngoại sinh và ci 1 và ci là giá trị ngƣỡng ở chế độ thứ i-1 và i .
Hàm chỉ số I(.) nhận giá trị 1 nếu là chế độ thứ i, nếu không thì nhận giá trị 0. Biến ngƣỡng zt d quyết định chế độ của hệ và d là tham số trễ của biến ngƣỡng. Các ma trận hệ số ij,
i
cùng với i và itthay đổi theo các chế độ. Biến ngƣỡng zt d có thể là một trong những biến nội sinh hay biến ngoại sinh (Hansen 1999, Tsay 1986). Để đơn giản, nghiên cứu sẽ giải thích tính phi
tuyến tính với biến ngƣỡng là biến nội sinh và giả định độ trễ của các chế độ là bằng nhau mà đa số các nghiên cứu hiện nay đều có giả định tƣơng tự nhƣ Baum và Koester (2011), Aleem và Lahiani (2014). Ngoài ra, do tính chất phức tạp của mô hình TVAR 3 ngƣỡng nên hầu hết các nghiên cứu đều thực hiện từ 1 đến 2 ngƣỡng (Mathieu Stigler 2010, Aleem và Lahiani 2014). Do vậy, nghiên cứu sẽ tiến hành ƣớc lƣợng mô hình TVAR lần lƣợt với 2, 3 chế độ để lựa chọn mô hình thích hợp nghiên cứu tại Việt Nam.
Để nghiên cứu tác động của ERPT với ngƣỡng lạm phát tại Việt Nam, nghiên cứu sử dụng mô hình TVAR 1 ngƣỡng và 2 ngƣỡng theo Baum và Koester (2011). Mô hình TVAR 1 ngƣỡng (TVAR hai chế độ) có dạng nhƣ (3.2):
*
t t t t d t
Y 1X 2X I(z z ) e (3.2)
Trong đó, Yt là vectơ cột 4x1 bao gồm lạm phát (CPI), độ lệch sản lƣợng
(YGAP), tỷ giá danh nghĩa đa phƣơng (NEER) và cung tiền (M2),
t
Y CPI, YGAP, NEER, M2 ; 1 và 2 lần lƣợt là ma trận hệ số 4x4 của chế độ 1, 2. Và Xt (1, Yt 1 , . . . , Yt p, e)t là vectơ 4x1 của các phần dƣ có
trung bình 0 và ma trận hiệp phƣơng sai e, z*và d lần lƣợt là giá trị ngƣỡng và
tham số độ trễ của biến ngƣỡng. Hàm chỉ số I(.) nhận giá trị 1 nếu thõa mãn điều kiện, nếu không thì nhận giá trị 0. Nghiên cứu xem xét biến ngƣỡng zt d là biến lạm phát (Aleem và Lahiani 2014).
Các biến trong vectơ Yt đƣợc chọn tƣơng tự nghiên cứu của Aleem và Lahiani (2014) cho Mexico, một nƣớc đang phát triển. CPI đại diện cho lạm phát của nền kinh tế. YGAP đại diện cho tổng cầu của nền kinh tế; cú sốc của tổng cầu đƣợc thể hiện qua sự gia tăng trong độ lệch sản lƣợng. YGAP đƣợc kỳ vọng có mối quan hệ ngƣợc chiều với ERPT do tổng cầu càng biến động thì ERPT càng thấp và ngƣợc lại. NEER là tỷ giá danh nghĩa đa phƣơng giữa Việt Nam với rổ tiền tệ bao gồm các quốc gia đối tác thƣơng mại chính. NEER đƣợc kỳ vọng có mối quan hệ thuận chiều với lạm phát. Đối với tác động của NEER trong các
môi trƣờng lạm phát, NEER đƣợc kỳ vọng có tác động cao hơn trong môi trƣờng lạm phát cao. M2 đại diện cho CSTT tại Việt Nam, cung tiền M2 là một công cụ trung gian của CSTT mà theo các nghiên cứu thực nghiệm trƣớc có tác động đến ERPT tại Việt Nam. Nguyễn Đình Minh Anh và cộng sự (2010) nghiên cứu tác