PHẦN III PHÂN TÍCH KẾT QUẢ THỰC NGHIỆM TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ CÁC NHÂN TỐ
3.5.1 Tác động của sự sụt giảm tỷ giá hối đoái đến lạm phát.
Kết quả nghiên cứu theo cơng thức (1) được tóm tắt ở bảng 3.3, trong bảng này sẽ trình bày các thơng số chính được ước lượng hồi qui bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát. Tất cả các biến sử dụng đều có ý nghĩa ngoại trừ biến giá dầu ở độ trễ một quý. Kết quả cho thấy rằng sự sụt giảm tỷ giá hối đoái, độ lệch sản lượng và độ mở cửa kinh tế có mối quan hệ đồng biến với lạm phát, trong khi sự đánh giá cao đồng tiền và
giá dầu đã làm giảm lạm phát, tức là chúng có quan hệ nghịch biến với lạm phát.
Bảng 3.3: Passthrough Regressions
Dependent Variable: Accumulated Inflation rate (t to t+1)
Variable Coefficient Expected t-Statistic P-value Accumulated Depreciation 1.676 + 16.896 0.000 RER E Deviation -2.184 - -12.866 0.000 GDP Deviation 0.262 + 4.478 0.000 Oil price -0.001 + -1.040 0.304 Openness 0.069 - 4.085 0.000
Dependent Variable: Accumulated Inflation rate (t to t+2)
Variable Coefficient Expected t-Statistic P-value Accumulated Depreciation 1.562 + 11.836 0.000 RER E Deviation -1.926 - -8.746 0.000 GDP Deviation 0.385 + 4.787 0.000 Oil price -0.001 + -1.633 0.109 Openness 0.115 - 4.678 0.000
Dependent Variable: Accumulated Inflation rate (t to t+3)
Variable Coefficient Expected t-Statistic P-value Accumulated Depreciation 1.586 + 9.286 0.000 RER E Deviation -1.854 - -6.524 0.000 GDP Deviation 0.463 + 4.480 0.000 Oil price -0.002 + -2.121 0.040 Openness 0.145 - 4.589 0.000
Dependent Variable: Accumulated Inflation rate (t to t+4)
Variable Coefficient Expected t-Statistic P-value Accumulated Depreciation 1.502 + 7.818 0.000
RER E Deviation -1.626 - -4.997 0.000 GDP Deviation 0.565 + 4.934 0.000
Oil price -0.004 + -3.518 0.001
Openness 0.210 - 5.647 0.000
Dependent Variable: Accumulated Inflation rate (t to t+6)
Variable Coefficient Expected t-Statistic P-value Accumulated Depreciation 1.577 + 6.308 0.000 RER E Deviation -1.699 - -4.108 0.000 GDP Deviation 0.620 + 4.223 0.000
Oil price -0.005 + -3.279 0.002
Openness 0.246 - 5.164 0.000
(Nguồn : GSO, IMF, và tính tốn của tác giả)
Theo số liệu phân tích trong bảng 3.3, chúng ta thấy rằng ở độ trễ một quý, giá trị của hệ số truyền dẫn rất cao 1.67, nghĩa là khi tỷ giá hối đối sụt giảm 10% thì làm cho lạm phát tăng 16,7 %. Điều này hoàn toàn trùng khớp với thực tế diễn biến về lạm phát và tình trạng phá giá đồng tiền của Việt nam theo như phân tích từ hình 2.4 và hình 2.5. Với sứ mệnh giải cứu nền kinh tế thoát khỏi cuộc khủng hoảng toàn cầu, giải pháp phá giá đồng tiền để đẩy mạnh xuất khẩu và khôi phục sản xuất trong nước đã được thống đốc NHNN Việt nam hết sức chú trọng, do đó hàng loạt các đợt phá giá và điều chỉnh tỷ
giá với biên độ dao động lớn diễn ra một cách sôi nổi từ năm 2008-2011 đã được triển
khai (như bảng 2.1, bảng 2.2). Và kết quả là tỷ giá và lạm phát cùng nhau thi đua leo dốc. Bằng chứng này cũng được tìm thấy trong nghiên cứu “Chính sách tiền tệ và sự
truyền dẫn tỷ giá” của Gagnon và Ihrig (2001). Hai ơng nói rằng nếu chính phủ muốn phát triển kinh tế mà khơng theo đuổi chính sách lạm phát mục tiêu ( đa số các quốc gia
đang phát triển) thì sẽ phải gánh chịu mức độ truyền dẫn tỷ giá cao khi bị tác động bởi
các cú sốc. Vì vậy, các quốc gia này nên thận trọng khi thực hiện các chính sách phát triển theo hướng xuất khẩu, nghĩa là phá giá đồng nội tệ, bởi vì mức độ gánh chịu tổn thất về kinh tế sẽ khơng nhỏ khi tạo ra tình trạng gia tăng lạm phát cho quốc gia này.
Trong khi đó quan sát thấy tỷ giá thực tăng 10% sẽ làm lạm phát giảm 21,8%. Vì vậy, nếu ta giả định tỷ giá danh nghĩa sụt giảm 10%, đồng thời tỷ giá thực lên tăng 10% thì chúng ta thấy tỷ lệ lạm phát sẽ giảm, tức là biến định giá cao tỷ giá thực có mức tác
động lên mức độ lạm phát lớn hơn (5,1%) so với vai trò ảnh hưởng của sự sụt giảm tỷ
vấn nạn lạm phát tăng cao hiện nay, đồng thời trước trạng thái không ổn định của độ lệch tỷ giá thực như hình 2.8, chúng càng làm cho tình trạng lạm phát thêm phức tạp.
Ngoài ra, chúng ta thấy rằng mức tác động của độ lệch GDP lên lạm phát là
26,2%, một tỷ lệ ảnh hưởng khá đáng kể. Trong khi, độ mở cửa thương mại có sự tác động không đáng kể đến lạm phát khi mức độ ảnh hưởng là 6.9%. Một điều khá ngạc
nhiên khi phát hiện ra rằng trong quý đầu tiên biến giá dầu khơng có ảnh hưởng đến lạm phát. Một trong số các lý do có thể lý giải cho điều này là sự biến động của giá dầu thế giới ít ảnh hưởng đến chỉ số giá tiêu dùng của Việt Nam trong ngắn hạn bởi vì giá dầu thế giới khi nhập vào Việt nam thì chịu quản lý và giám sát của Bộ Tài chính. Tuy nhiên, bên cạnh nhiệm vụ quản lý kinh tế, Bộ tài chính cịn có trách nhiệm phải duy trì mức ổn định của giá cả và tránh gây ra các biến động đột ngột gây ảnh hưởng xấu cho nền kinh
tế. Vì vậy, giá dầu khơng được điều tiết theo cơ chế thị trường nên mức độ ảnh hưởng
của nó lên chỉ số giá tiêu dùng là không được thể hiện rõ.
Trong quý hai, mức độ tác động của biến sụt giảm tỷ giá và định giá cao tỷ giá
thực đến lạm phát có xu hướng giảm đi, lần lượt chiếm tỷ lệ là 156,2% và 192,6%. Thay vào đó chứng kiến sự tăng mức ảnh hưởng của biến độ lệch sản lượng và độ mở cửa
thương mại, lần lượt là 38,5% và 11,5%. Tuy nhiên trong quý hai này chúng ta thấy biến giá dầu đã có sức ảnh hưởng lên lạm phát nhưng chỉ ở một tỷ lệ khá khiêm tốn.
Trong quý tiếp theo, chúng ta chứng kiến một sự thay đổi nhẹ về mức ảnh hưởng
của các biến sụt giảm tỷ giá, độ lệch tỷ giá thực, độ lệch GDP, giá dầu và độ mở cửa kinh tế lên tỷ lệ lạm phát theo thứ tự lần lượt là 158,6%; 185,4%; 46,3%; 0,2% và 14,5%.
Kế đến trong quý tư, các biến độ lệch GDP, độ mở cửa kinh tế cho thấy sức ảnh hưởng mạnh hơn đến lạm phát khi tỷ lệ chi phối tăng lên mức 56,5% và 21%. Đồng thời chúng ta cũng thấy mức tác động của biến tỷ giá danh nghĩa và độ lệch RER giảm dần xuống 150,2% và 162,6%. Một lần nữa chúng ta chứng kiến rằng mặc dù giá dầu có ảnh hưởng lên lạm phát nhưng ở tỷ lệ không đáng kể, đạt 0,4%. Thật ngạc nhiên khi thấy rằng trong cả bốn quý biến giá dầu đều có mối quan hệ nghịch biến so với lạm phát, điều này trái lại với dự kiến kỳ vọng. Và thực thế này có thể được giải thích do Việt nam là quốc gia xuất khẩu dầu nên khi giá dầu gia tăng sẽ làm cho nguồn thu trong nước tăng lên và nếu xét về ngang giá sức mua thì một thùng dầu bây giờ có thể đổi được nhiều hàng hóa
hơn so với trước đó. Do vậy, giá cả trong nước ít bị biến động do tăng giá dầu và có thể khơng tăng hoặc có xu hướng giảm nên lạm phát sẽ có thể ổn định hay sụt giảm.
Hệ số truyền dẫn có sự biến động theo xu hướng giảm tương đối khi khoảng thời
gian hồi quy kéo dài ra. Hệ số truyền dẫn thuần túy giảm từ 1.676 trong quý đầu tiên
xuống 1.562 trong quý hai và 1.568 sau quý ba, cuối cùng đạt mức 1.502 sau bốn quý. Hình 3.1 cho phép chúng ta quan sát hệ số truyền dẫn qua từng khung thời gian.
Chứng cứ kết quả hồi quy từ bảng 3.3 dường như không trùng khớp với kết quả của các nghiên cứu trước đó, nghĩa là theo các báo cáo nghiên cứu trước, chỉ số truyền
dẫn sẽ tăng khi độ trể về thời gian gia tăng trong khi kết quả từ nghiên cứu này cho thấy rằng hệ số truyền dẫn có xu hướng giảm theo thời gian. Hình 3.1 cũng cho thấy rằng hệ số truyền dẫn đạt đến ngưỡng giới hạn sau quý một và có giá trị lớn hơn 1, chứng tỏ rằng rủi ro của vịng xốy giảm tỷ giá hối đoái-lạm phát là quá lớn. Điều này có thể được lý
giải thích rằng khi quá tập trung vào mục tiêu phát triển kinh tế, Chính phủ Việt Nam thường chú trọng đến kích thích sản xuất trong nước thông qua chủ yếu bằng con đường xuất khẩu vì thế việc phá giá đồng tiền là một cơng cụ cần thiết được sử dụng nhằm tạo ra lợi thế cạnh tranh về giá. Tuy nhiên hậu quả việc phá giá đã đẩy giá cả hàng hóa nội đia tăng, làm lạm phát tăng theo. Đến lượt nó, khi lạm phát tăng cao sẽ làm cho hàng hóa trong nước kém cạnh tranh hơn với hàng hóa nước ngồi, nên để khuyến khích xuất khẩu chính phủ buộc phải phá đồng tiền. Như vậy, theo chu kỳ khép kín và lặp lại thì mối đe
dọa về vịng xốy sụt giảm tỷ giá và lạm phát sẽ xuất hiện. Cụ thể hơn, trong giai đoạn
1999-2011 chúng ta chứng kiến sự điều chỉnh tăng tỷ giá liên tục của NHNN cùng với đó là chỉ số lạm phát khơng ngừng gia tăng như hình 2.4.
Theo kết quả phân tích chúng ta thấy rằng giá trị hệ số của biến định giá cao tỷ giá hối đoái thực là rất cao cho thấy vai trò ảnh hưởng của nó lên lạm phát là rất lớn (chẳng hạn như ở giai đoạn độ trễ một quý, hai quý, ba quý, bốn quý khi định giá cao tỷ giá thực 10% sẽ làm tỷ lệ lạm phát giảm xuống rất nhiều, lần lượt là 21,8%, 19,26 %, 18,54% và 16,26% ), tỷ lệ tác động lớn nhất so với các biến khác. Điều này đúng như nhận định của tác giả Goldfajn & Werlang khi phát hiện ra rằng việc định giá cao tỷ giá thực tác động rất lớn lên lạm phát, đặc biệt là ở các nước đang phát triển. Tuy nhiên mức ảnh hưởng lại có xu hướng giảm dần theo thời gian. Vì vậy, việc điều chỉnh mức định giá tỷ giá thực cũng như đưa nó vào các mơ hình nghiên cứu sẽ là một công cụ hữu hiệu nhằm đánh giá chính xác hơn về căn nguyên gây ra lạm phát.
Xét về mặt tác động của độ lệch sản lượng chúng ta nhận thấy mức ảnh hưởng
của nó đến lạm phát gia tăng theo từng q. Trong đó q một là 26,2 % thì sau bốn quý nó đạt mức cao nhất là 56.5 %. Kết quả này cho thấy độ lệch sản lượng tác động đáng kể
đối với lạm phát nhất là khi chính phủ Việt nam đang thực hiện kế hoạch phát triển đất
nước theo hướng cơng nghiệp hóa, nên mục tiêu tăng trưởng đạt mức cao hơn luôn được
đặt ra trong các bản dự thảo phát triển kinh tế cho năm sau. Tuy nhiên muốn đạt được điều này thì Chính phủ và NHNN phải theo đuổi chính sách mở rộng tài chính và tiền tệ.
Thực tế tăng trưởng trung bình cho GDP tiềm năng của Việt Nam trong 10 năm qua vào khoảng 6-6.5% nếu muốn đạt theo kế hoạch 7,5-8,5% thì phải chấp nhận mức chênh lệch sản lượng 1-2.5%. Điều này chắc chắn gây ra lạm phát cao và các loại bong bóng trên thi trường chứng khốn, bất động sản. Những yếu tố vĩ mô mất cân đối vốn ở mức cao như
nợ công, thâm hụt tài khoản vãng lai, bất cân xứng trong thu nhập…sẽ tiếp tục tăng. Thêm vào đó, trước tình hình biến động của mức chênh lệch sản lượng rất lớn (như hình 2.14 ) và tác động của yếu tố mùa vụ làm cho điều kiện kinh tế thêm thất thường và tình
hình lạm lạm trở nên phức tạp. Vì thế, phải điều chỉnh lại mức cân đối của các yếu tố vĩ
mô cũng như đảm bảo sự ổn định cho mức sản lượng chênh lệch sẽ giúp nền kinh tế
khơng phát triển q nóng nhằm tránh góp phần đưa lạm phát gia tăng.
Cùng chuyển biến này chúng ta cũng nhận thấy sự tác động của độ mở lên lạm
phát có chiều hướng đi lên từ mức 6.9% sau một quý đến 21% sau bốn quý và đó cũng là mức tác động cao nhất, một điều thú vị khi phát hiện ra rằng độ mở cửa có tác động đồng thuận lên lạm phát. Trong khi theo khung lý thuyết hay các nghiên cứu thực nghiệm của tác giả Sachsida (2003), Al-Nasser (2009), Gurben và McLeon (2004) đã tìm thấy mối
quan hệ nghịch biến giữa độ mở cửa thương mại và lạm phát, nghĩa là một quốc gia càng mở cửa kinh tế thì mức độ lạm phát có xu hướng giảm đi. Tuy nhiên, theo kết quả phân
tích từ bảng 3.3 lại cho thấy giữa độ mở cửa thương mại và lạm phát có mối quan hệ đồng biến.
Kết quả này cũng tương tự như các phát hiện trong nghiên cứu của Alfaro (2005) về mối quan hệ độ mở cửa thương mại và lạm phát tại 130 quốc gia trong giai đoạn 1973- 1998 và tác giả cũng nói thêm là mối quan hệ nghịch biến có thể bắt nguồn từ những ảnh hưởng tiêu cực của chế độ tỷ giá cố định. Nghiên cứu Dudley Cooke (2004) cho rằng
giữa độ mở thương mại và lạm phát sẽ có mối quan hệ đồng biến khi nhu cầu bên ngoài
đủ cao. Trong khi đó một số nghiên cứu lại đưa ra mối quan hệ không rõ ràng giữa độ mở
cửa thương mại và lạm phát như nghiên cứu của Lane (1997), Campillo và Miron (1997) hay khơng có quan quan hệ khi lạm phát ờ mức thấp , Lin (2010) và một số bài viết khác cho rằng mối quan hệ đồng biến sẽ xảy ra ờ các quốc gia phát triển. Phân tích rõ hơn về khía cạnh này chúng ta cần phải xem xét thêm các yếu tố nợ /GDP, tình hình xuất nhập khẩu và chế độ tỷ giá của nền kinh tế Việt nam. Tuy nhiên khi quan sát biến giá dầu thì kết quả từ mơ hình cho thấy sự ảnh hưởng của nó là khơng đáng kể theo các khung thời gian khác nhau. Điều này không giống như giải thích ở trên vì tác động đồng thời của giá dầu và tỷ giá lên lạm phát đã không xảy ra, cụ thể trong bảng kết quả này cho thấy vai trị của ảnh hưởng của tỷ giá có tính quyết định góp phần vào gia tăng lạm phát hơn là vai trị của biến giá dầu.
Hình 3.1 sẽ phác họa sơ bộ về hệ số truyền dẫn từ sựt sụt giảm tỷ giá đến lạm phát của Việt nam trong giai đoạn 1999- 2011. Xin lưu ý rằng đường cong của hệ số truyền
dẫn khơng tính đến độ lệch tỷ giá hối đối ln ln nằm dưới so với đường cong của hệ số truyền dẫn đơn thuần, do sự định giá cao làm giảm đáng kể hệ số truyền dẫn từ sụt
Hình 3.1 : Hệ số truyền dẫn của Việt nam.
(Nguồn : GSO, IMF, và tính tốn của tác giả)
Qua biểu đồ trên cho thấy hệ số truyền dẫn của Việt nam trong giai đoạn này là rất cao và điều này có lẽ phù hợp với nhận định bằng kết quả nghiên cứu của Eric (1987) về mơ hình truyền dẫn tỷ giá ở Nhật trong ngành sản xuất. Tác giả cho rằng mức truyền dẫn cao là do thị truờng trong nước độc quyền hoặc thị trường nước ngoài quá cạnh tranh, tuy nhiên mức độ truyền dẫn phụ thuộc vào cấu trúc thị trường trong và ngoài nước và chế độ tỷ giá. Bằng chứng là nhiều ngành kinh tế quan trọng của quốc gia vẫn được nhà nước và Chính phủ bảo hộ và che chở. Ngồi ra, nó cũng trùng khớp với bằng chứng thực nghiệm từ nghiên cứu của Campa & Goldberg (2002) khi cho rằng mức độ truyền dẫn tỷ giá lên giá nhập khẩu sẽ thấp/cao cho những quốc gia có lạm phát và độ biến động của tỷ giá
thấp/cao.