BR CA ID LA ML MY PH SG TH VN 𝜃𝐻 0.31* 0.52* 0.83 0.84 0.44* 0.32 0.66 0.75 0.76 0.66 𝜃𝐹 0.04 0.42* 0.21 0.37 0.32 0.59* 0.42 0.23* 0.69* 0.75 𝜃𝐻∗ 0.93* 0.84* 0.32 0.62 0.77 0.76 0.32 0.80* 0.98* 0.33 𝜃𝐹∗ 0.58 0.71* 0.84* 0.72 0.85* 0.90 0.91 0.61 0.69 0.86 𝜏 5.47* 3.84* 5.13* 4.22 3.76 1.86 4.03 3.33 4.17 3.14 ℎ 0.84* 0.38 0.55* 0.34 0.87* 0.39 0.44 0.68* 0.34 0.52 𝛼 0.19 0.14* 0.38* 0.27 0.09 0.03* 0.28 0.48* 0.36* 0.25 𝜂 0.12 0.81* 0.05* 0.08 0.31* 1.39* 0.13 0.32* 1.83 0.17* 𝜌𝑅 0.91* 0.91* 0.72* 0.87 0.87* 0.84 0.67 0.92 0.88 0.83* 𝜌𝐴 1.00 0.74* 0.98* 0.94 0.99* 0.87 0.89 0.89* 0.80 1.00 𝜌𝐺 1.00* 0.89* 0.79* 0.80* 0.99 0.83* 0.95 0.85* 0.88 0.95 𝜓𝜋 1.48* 0.78* 1.04 1.19 1.59 1.15* 1.45 2.22 0.95 0.99 𝜓Δ𝑦 0.87* 0.80* 0.15 0.98 1.36 0.97* 1.46* 0.07 0.47 1.32* 𝜓Δ𝑒 0.06 0.46* 0.05 0.16 0.11* 0.10 0.14 0.14* 0.16 0.10* 𝜌𝑅∗ 0.69 0.74* 0.82* 0.73* 0.75* 0.66 0.79 0.75* 0.69* 0.72 𝜌𝐴∗ 0.83 0.76* 0.78* 0.84 0.82 0.86* 0.83 0.79* 0.76* 0.87 𝜌𝐺∗ 0.88 0.86* 0.88* 0.91 0.94 0.82* 0.98 0.88* 0.89 0.95 𝜓𝜋∗ 1.11 1.08* 1.10 1.13 1.08* 1.30 1.27 1.08* 0.97 1.07 𝜓Δ𝑦∗ 0.13 0.39* 0.22* 1.64 0.74* 2.46 1.30 0.34 0.53 1.26* 𝜓Δ𝑒∗ 0.06 0.08* 0.06* 0.04* 0.05* 0.04* 0.04* 0.04* 0.07 0.11* 𝜌𝑧 0.60* 0.95* 0.65* 0.83 0.67 0.81 0.78* 0.95 0.97* 0.82 𝑟𝐴 0.13* 0.08* 0.46* 0.07 0.04* 1.81* 0.23* 0.20* 0.06 0.40* 𝜎𝐴 0.23 0.33* 8.10* 8.03 0.23 0.36 1.52 1.60* 0.44 7.53 𝜎𝐺 0.29 1.35* 0.37* 1.25 0.22* 0.53 0.33* 0.44 1.11 0.83* 𝜎𝑅 0.06 0.15* 0.15* 0.09* 0.06* 0.10* 0.11 0.10 0.09* 0.11 𝜎𝐴∗ 0.65 0.17* 3.76* 0.34* 2.49* 13.03 8.56 0.21* 0.18* 3.55 𝜎𝐺∗ 0.15 0.16* 0.14* 0.23* 0.16* 0.46 0.16* 0.15* 0.14* 0.16* 𝜎𝑅∗ 0.12 0.10* 0.10* 0.11* 0.10* 0.14* 0.10 0.11* 0.11 0.10* 𝜎∆𝑒 1.12 2.02* 2.60* 1.23 1.56* 1.29* 1.61* 0.78* 1.54* 1.31* 𝜎𝑧 0.17* 0.10* 0.15 0.15* 0.57* 1.77 0.32 0.08 0.10* 0.26
Ghi chú: Dấu (*) thể hiện các tham số có ý nghĩa thống kê ở mức 5% trong kiểm định Chi – bình phương hai kênh của chuẩn đoán hội tụ (CD) trong Geweke (1999) Ký hiệu: BR = Brunei, CA = Cambodia, ID = Indonesia, LA = Lào, ML = Malaysia, MY = Myanmar, PH = Philippines, SG = Singapore, TH = Thailand, VN = Việt Nam. Nguồn: Tính tốn của
Độ co dãn của thay thế hàng hóa trong nước với nước ngoài 𝜂 khá cao ở
Myanmar (1.39), Cambodia (0.81) và có ý nghĩa thống kê trong khi các quốc gia còn lại thì khá thấp như Singapore (0.32), Việt Nam (0.17) Indonesia (0.05) điều này khá phù hợp với thực tế vì các nước Cambodia, Myanmar là những quốc gia sản xuất hàng hóa mở nhỏ, tiêu dùng còn phụ thuộc nhiều vào sản xuất hàng hóa nước ngoài trong khi Singapore, Indonesia, Việt Nam đã phát triển ngành sản xuất hàng hóa, dịch vụ khá tốt so với tầm khu vực và ít phụ thuộc vào hàng hóa nước ngoài.
Hệ số làm mịn lãi suất 𝜌𝑅 nằm trong khoảng 0.8 đến 0.9 và có ý nghĩa ở 5/10 quốc gia các quốc gia còn lại mặc dù ý nghĩa thống kê thấp nhưng vẫn nằm trong khoảng này, trong khi đó tỷ trọng của lạm phát khoảng 1 đến 1.4 , của sản lượng khoảng 0.8 đến 1.4 , của tỷ giá hối đoái khoản 0.1 đến 0.4 kết quả này khá tương đồng với các kết quả của hệ số Taylor của Plantier và Scrimgeour (2002), Philip Liu (2010) và tiên nghiệm được đưa ra trong mơ hình.
Các hệ số chính sách tiền tệ của nước ngoài cũng khá tương đồng với tiên nghiệm được đưa ra, 𝜌𝑅∗ trong khoản 0.6 đến 0.8, tỷ trọng của lạm phát khoảng 1 đến 1.3 , của sản lượng khoảng 0.2 đến 1.4 , của tỷ giá hối đối khoản 0.04 đến 0.11 và có ý nghĩa ở 8/10 quốc gia thể hiện mức đóng góp của biến động tỷ giá trong nước đến chính sách tiền tệ nước ngồi là rất thấp.
Tỷ lệ lạm phát tại vùng cân bằng 𝑟𝐴 được kỳ vọng là thấp ở các nước có nền kinh tế phát triển hơn, kết quả ước lượng khá phù hợp với thực tế khi Brunei, Philippines , Singapore lần lượt chỉ có 0.13, 0.23, 0.2 trong khi Myanmar cao đến 1.81.
4.1.3. Phân tích hàm phản ứng đẩy
Các cú sốc trong mơ hình DSGE được đưa vào tác động đồng thời lên các biến, từ đó tạo nên các hàm phản ứng đẩy, đồng thời thông qua phân rã phương sai
ta có thể có thêm thơng tin về nguồn gốc tạo sự biến động của các biến trong mơ hình
Để tìm hiểu thêm về biến động của các biến dưới tác động của các cú sốc ngoại sinh, tơi tiếp tục phân tích hàm phản ứng đẩy. Hàm phản ứng đẩy của các cú sốc ngoại sinh một độ lệch chuẩn cho các quốc gia được thể hiện trong phụ lục 2.
Hàm phản ứng đẩy của các cú sốc ngoại sinh của Brunei được thể hiện trong phụ lục 2.1. Dưới tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt, lạm phát và sản lượng sụt giảm. Giá trị đồng nội tệ tăng lên nhưng trở về trạng thái cân bằng rất nhanh. Một cú sốc chính sách tiền tệ nước ngoài tác động đến sản lượng trong nước không rõ ràng và làm lạm phát trong nước tăng. Các cú sốc về cơng nghệ nước ngồi làm tăng sản lượng nước ngoài, giảm lạm phát và lãi suất đồng thời làm giá trị đồng tiền nước ngồi giảm dù mức giảm khơng rõ ràng và tăng giá liền ngay sau đó. Các cú sốc cơng nghệ trong nước có tác động tương tư như cú sốc nước ngồi. Những cú sốc tiêu dùng chính phủ có tác động đến cung thơng qua thay đổi của giá tương đối. Tác động của cú sốc tronga tiêu dùng chính phủ trong làm tăng sản lượng, lạm phát giảm và giá trị đồng tiền tăng , biến động của lãi suất không rõ ràng, đặc biệt là cú sốc tiêu dùng chính phủ nước ngồi. Cú sốc năng suất sản xuất toàn thế giới làm giá trị đồng ngoại tệ tăng thông qua sự chênh lệch giữa lạm phát và lãi suất trong nước và nước ngoài.
Các kết quả từ hàm phản ứng đẩy của Cambodia khá tương đồng với Brunei, ngoại trừ sản lượng thể hiện rõ một sự sụt giảm khi chịu tác động của chính sách tiền tệ nước ngồi, đồng thời tác động của cú sốc cơng nghệ trong nước đến tỷ giá hối đối khơng rõ ràng. Kết quả được thể hiện trong phụ lục 2.2.
Phản ứng của sản lượng trước cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ khơng rõ ràng trong trường hợp của Indonesia trong phụ lục 2.3,và Malaysia trong phụ lục 2.5, ngoài ra phản ứng của sản lượng, lạm phát và giá trị đồng tiền trước các cú sốc cịn lại khơng có nhiều khác biệt so với trường hợp của Brunei.
Đối với Lào, như trong phụ lục 2.4, Myanmar trong phụ lục 2.6, Philippines trong phụ lục 2.7, phản ứng của các biến với các cú sốc ngoại sinh tương tự trường hợp của Brunei, tuy nhiên sản lượng thể hiện rõ một sự sụt giảm khi chịu tác động của chính sách tiền tệ nước ngoài, ngoài ra cú sốc năng suất sản xuất thế giới làm lạm phát giảm thay vì tăng như trong Brunei.
Singapore có phản ứng của các biến trước cú sốc tương tự như Brunei, tuy nhiên tác động của cú sốc năng suất sản xuất thế giới lại làm giá trị đồng nội tệ tăng thay vì giảm như của Brunei như trong phụ lục 2.8.
Phản ứng của các biến trước các cú sốc ngoại sinh của Thailand tương tự như trong trường hợp Brunei, khơng có khác biệt đang kể như trong phụ lục 2.9.
Trường hợp của Việt Nam khá tương đồng với các nước còn lại, ngoại trừ tác động của cú sốc năng suất sản xuất thế giới khi làm lạm phát giảm trong khi giá trị đồng nội tệ tăng như trong phụ lục 2.10.
Tóm lại, phản ứng của các biến trước các cú sốc ngoại sinh khá tương tự kỳ vọng trước đó, tức một cú sốc thắt chặt tiền tệ sẽ làm lạm phát và sản lượng sụt giảm, tăng giá trị đồng nội tệ. Tác động của cú sốc chính sách tiền tệ nước ngoài làm giảm sản lượng sản lượng và tăng lạm phát trong nước. Tác động ngược lại của cú sốc chính sách tiền tệ trong nước đến các biến nước ngoài mạnh hay yếu còn phụ thuộc vào mức độ chia sẻ rui ro. Ngoài ra, giá trị đồng tiền thay đổi tuy nhiên trở về trạng thái cân bằng trong thời gian rất ngắn.
Các cú sốc về cơng nghệ nước ngồi làm tăng sản lượng nước ngoài, giảm lạm phát và lãi suất đồng thời làm giá trị đồng tiền nước ngoài giảm. Các cú sốc cơng nghệ trong nước có tác động tương tư như cú sốc nước ngồi. Điều này có thể được giải thích bởi giả định là chia sẻ rủi ro hoàn hảo dẫn đến các yếu tố sản xuất sẽ dịch chuyển sang quốc gia có năng suất cao hơn.
Ngược lại, những cú sốc tiêu dùng chính phủ có tác động đến cung thông qua thay đổi của giá tương đối. Tác động của tiêu dùng chính phủ khá tượng tự ở cả hai quốc gia: làm tăng sản lượng, ngoài ra làm tỷ giá giảm.
Trong mơ hình lý thuyết hồn hảo, cú sốc năng suất sản xuất tồn cầu sẽ khơng có tác động gì đến giá tương đối. Trong nền tảng của bài nghiên cứu này thì có xuất hiện biến động giá trị của đồng tiền nước ngồi khơng thống nhất. Lubik và Schorfheide (2005) có đề cập đến hướng biến động của tỷ giá phụ thuộc vào mức độ giá cứng nhắc dẫn đến khác biệt giữa lãi suất , lạm phát trong nước và nước ngoài, tổng tác động này sẽ đưa đến hướng phản ứng của tỷ giá.
4.2. Vai trị của tỷ giá hối đối trong việc điều hành chính sách tiền tệ của ngân hàng trung ương. của ngân hàng trung ương.
Tơi xem xét vai trị của tỷ giá hối đối trong chính sách tiền tệ thơng qua phương trình :
𝑅̃𝑡 = 𝜌𝑅𝑅̃𝑡−1+ (1 − 𝜌𝑅)[𝜓𝜋𝜋̃𝑡 + 𝜓𝑦(∆𝑦̃𝑡 + 𝑧̃𝑡) + 𝜓Δ𝑒Δ𝑒̃𝑡] + 𝜖𝑅,𝑡
Thông qua ước lượng mơ hình DSGE có và khơng có biến Δ𝑒𝑡, tơi tính tốn nhân tố Bayes để xem xét sự phù hợp của mơ hình
Dựa vào log marginal data destities, tơi xem xét vai trị của biến động tỷ giá hối đối danh nghĩa đến chính sách tiền tệ. Kết quả được trình bày trong bảng 4.13:
Dựa vào bảng 4.2 và 4.3.,theo cơ sở so sánh trong trong Jeffreys (1961) ở Brunei, Philippines và Thailand có kết quả gần như khẳng định việc phủ định giả thuyết 𝜓Δ𝑒 > 0 , Malaysia có cơ sở phủ định mạnh, các quốc gia cịn lại đều có sự
thể hiện rõ ràng việc biến động của tỷ giá có tác động ngược lại chính sách tiền tệ của ngân hàng trung ương. Việc phủ định giả thuyết 𝜓Δ𝑒 > 0 khơng có nghĩa là tỷ
giá khơng tác động đến lãi suất, mà chỉ phản ánh biến động của tỷ giá khơng phải là yếu tố chính ảnh hưởng đến chính sách tiền tệ.
Quốc gia 𝜓Δ𝑒 = 0 𝜓Δ𝑒 > 0 Odds (𝜉) Brunei -256.9 -250.5 567 Cambodia -458.2 -469.2 0 Indonesia -473.1 -484.6 0 Lào -542.5 -541.1 4 Malaysia -315.4 -312.1 27 Myanmar -507.5 -545.4 0 Philippines -381.7 -372.9 7,058 Singapore -242.1 -243.5 0 Thailand -348.2 -342.6 278 Vietnam -570.3 -603.5 0
Ghi chú: Bảng trên thể hiện cho odd hậu nghiệm của giả thuyết 𝜓Δ𝑒 = 0 so với 𝜓Δ𝑒 > 0.
Giả định rằng odd tiền nghiệm là một.
Nguồn: Tính tốn của tác giả
Bảng 4.3. Cơ sở so sánh 𝜉 dB bits Độ mạnh của bằng 𝜉 dB bits Độ mạnh của bằng chứng <1:1 <0 - Phủ định 1:1 đến 3:1 0 đến 5 0 đến 1.6 Giá trị rất ít 3:1 đến 10:1 5 đến 10 1.6 đến 3.3 Một phần 10:1 đến 30:1 10 đến 15 3.3 đến 5.0 Mạnh 30:1 đến 100:1 15 đến 20 5.0 đến 6.6 Rất mạnh >100:1 >20 >6.6 Khẳng định Nguồn : Jeffreys (1961). Theo Zheng và Guo (2013), từ kinh nghiệm kinh tế thì mối liên hệ giữa chính sách tiền tệ và lãi suất có thể được tóm tắt như sau. Đầu tiên, mục tiêu của chính sách tiền tệ được nhắc đến trong các bộ luật là nhằm đảm bảo duy trì được sự ổn định giá trị của tiền tệ, từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Về mặt lý thuyết, sự ổn định tiền tệ không chỉ dừng ở ổn định giá cả mà còn là ổn định trong những biến động của tỷ giá hối đoái. Thứ hai, là sự tác động của tỷ giá hối đối đến chính sách tiền tệ. Ngân hàng trung ương sẽ phải quan tâm đến sự thay đổi tỷ giá và phản ứng của các hoạt động xuất nhập khẩu, tăng trưởng xuất khẩu khi thực thi một chính sách tiền tệ.
4.3. Thiết lập trật tự và dấu của mơ hình VAR
Kết quả ước lượng từ mơ hình DSGE có thể được sử dụng làm nền tảng cho các phân tích tiếp sau của mơ hình VAR.
Đặc tính của DSGE là các cú sốc tác động lên các biến cùng một lúc, và thông thường các biến sẽ phản ứng đồng thời tại thời điểm t, do đó rất khó để xác định cơ chế truyền dẫn của tỷ giá hối đối. Trong khi đó, ta có thể sử dụng VAR để tìm hiểu về mối quan hệ nhân quả đơn giản hơn. Tuy nhiên, để mơ hình VAR tăng độ tin cậy, thì thơng tin đưa vào về trật tự biến hoặc thiết lập dấu là rất quan trọng như đã trình bày trong chương 3.
Mơ hình DSGE được xây dựng từ các cơ sở lý thuyết được kiểm chứng kết hợp với dữ liệu thực tế, do đó những kết quả có được từ DSGE sẽ là cơ sở tin cậy về lý thuyết cho mơ hình VAR, thực vậy, trong các nghiên cứu của Jarkko P. Jääskelä, David Jennings (2011), các tác giả sử dụng dữ liệu mô phỏng từ DSGE để ước lượng mơ hình VAR thay vì đưa dữ liệu trực tiếp vào.
Đối với trật tự các biến trong mơ hình VAR đệ quy, từ kết quả của DSGE về vai trì của biến động tỷ giá đến chính sách tiền tệ trong phần 4.2, giả định
𝜓Δ𝑒 = 0 được chấp nhận trong trường hợp của Brunei, Malaysia, Philippines, Thailand, như vậy thiết lập trật tự hợp lý sẽ là 𝑦𝑡∗, 𝜋𝑡∗, 𝑟∗, 𝑦𝑡, 𝜋𝑡, 𝑅𝑡, Δ𝑒𝑡, , các biến
đứng sau chịu ảnh hưởng của biến đứng trước tại thời điểm t. Các quốc gia còn lại nên xem xét cả hai cách thiết lập trật tự biến là 𝑦𝑡∗, 𝜋𝑡∗, 𝑟∗, 𝑦𝑡, 𝜋𝑡, Δ𝑒𝑡, 𝑅𝑡 và
𝑦𝑡∗, 𝜋𝑡∗, 𝑟∗, 𝑦𝑡, 𝜋𝑡, Rt, Δet.
Từ các hàm phản ứng đẩy hình thành từ mơ hình DSGE trong phần 4.1.3 và các lý thuyết tạo lập nên mơ hình DSGE, tơi đề xuất thiết lập dầu của mơ hình VAR hạn chế dấu như sau:
Do đây là nền kinh tế mở nhỏ, nên các biến trong nước sẽ có tác động khơng đáng kể đến các biến nước ngoài tương tự Jarkko P. Jääskelä, David Jennings
trong nước, các biến nước ngồi phản ứng rất yếu hoặc khơng rõ ràng, do đó thiết lập dấu sẽ là 0 tức cú sốc trong nước khơng có tác động đến nước ngoài. Ngược lại, các tác động từ cú sốc nước ngồi đến các biến trong nước là khơng rõ ràng.
Các cú sốc trong tiêu dùng chính phủ đều thể hiện sự tương đồng trong tăng sản lượng , tăng lạm phát, tăng lãi suất và làm giá trị nội tệ giảm.
Các cú sốc năng suất sản xuất riêng biệt của từng quốc gia là làm sản lượng tăng, lạm phát và lãi suất giảm..
Các cú sốc chính sách tiền tệ làm sản lượng giảm, lạm phát giảm và làm tăng lãi suất.
Cú sốc cơng nghệ tồn cầu là khơng rõ ràng.
Tổng hợp các kết quả trên, tơi đề xuất mơ hình VAR hạn chế dầu theo bảng 4.4.
Trong phần 4.5, 4.6 tiếp theo, tơi tiếp tục xem xét có nên thêm các cú sốc thơng tin khi ước lượng các mơ hình SVAR để làm tăng khả năng dự báo của mơ hình hay khơng dựa vào phân tích phân rã phương sai giữa mơ hình có cú sốc thơng tin (mơ hình news) và khơng có cú sốc thơng tin.
Bảng 4.4 :VAR hạn chế dấu
Cú sốc đến: 𝑦𝑡∗ 𝜋𝑡∗ 𝑅𝑡∗ 𝑦𝑡 𝜋𝑡 𝑅𝑡 Δ𝑒𝑡
Tiêu dùng chính phủ (*) – – –
Chính sách tiền tệ (*) – – –
Năng suất sản xuất(*) – – – –
Tiêu dùng chính phủ 0 0 0
Chính sách tiền tệ 0 0 0
Năng suất sản xuất 0 0 0 –