Loại
nghiên cứu Nghiên cứu trước đây
Biến số đại diện được sử dụng đại diện trong nghiên cứu
Các nghiên cứu để tác đơng mơi trường lạm phát đến truyền dẫn tỷ giá Taylor (2000) Choudhri và cộng sự (2006) Devereux và Yetman (2010) Shintani và cộng sự (2013) Nogueira Jr. Và Leon- Ledesma (2008, 2011)
Nidhaleddine Ben Cheikh (2012)
Lạm phát trung bình, phương sai thay đổi của lạm phát, độ mở cửa nền kinh tế, phương sai thay đổi của độ biến thiên tỷ giá
Giai đoạn từ 1979-2000 của 71 quốc gia ước lượng sự truyền dẫn tỷ giá vào giá tiêu dùng: CPI, PPI, mức lương, giá nhập khẩu, giá xuất khẩu, giá kéo cánh (terms of trade).
- Giai đoạn từ 1970-2007 của 114 quốc gia sử dụng biến lạm phát và tỷ giá để phát triển mơ hình lý thuyết, chứng minh sự tồn tại của giá cứng nhắc. - Sử dụng mơ hình tự hồi quy phi tuyến STAR với các biến chỉ số giá nhập khẩu và lạm phát.
- Sử dụng mơ hình hồi quy phi tuyến với các biến: Lạm phát, tỷ giá, sản lượng, IMP.
- Sử dụng mơ hình phi tuyến với Lạm phát, tỷ giá, mức lương, sản lượng.
21 Các nghiên cứu truyền dẫn tỷ giá ảnh hưởng đến lạm phát
Felix P.Hufner và Michael Schroder (2002) Takatoshi Ito và Kiyotaka Sato (2006) Võ Văn Minh (2009) Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010)
Dữ liệu trong thời kỳ 20 năm (1981- 2001) và bao gồm các biến chỉ số tỷ giá hiệu lực quốc gia, lãi suất ngắn hạn, chênh lệch giữa sản lượng thực tế và sản lượng tiềm năng, giá dầu và ba mức giá của chuỗi phân phối: giá nhập khẩu, giá sản xuất, giá tiêu dùng.
Các biến: giá nhập khẩu, giá tiêu dùng, giá sản xuất và lạm phát bằng sử dụng mơ hình VAR.
Sử dụng mơ hình VAR để ước lượng mức tác động của mức truyền dẫn tỷ giá hối đối tại Việt Nam. Các biến: NEER, Chênh lệch sản lượng thực và sản lượng tiềm năng (Output gap), giá dầu, CPI, IMP, cung tiền.
Phân tích mối quan hệ giữa 12 biến: CPI, sản lượng sản xuất cơng nghiệp, cung tiền M2, tăng trưởng tín dụng, lãi suất, chỉ số giá sản xuất PPI, thâm hụt ngân sách tích lũy, tổng giá trị giao dịch của thị trường chứng khốn, chỉ số giá nhập khẩu, giá dầu thế giới và giá gạo thế giới bằng sử dụng mơ hình VECM từ năm 2000 – 2010.
22 Bạch Thị Phương Thảo (2011) Nguyễn Thị Phấn, Trần Văn Hùng (2011) Nguyễn Thị Ngọc Trang (2012)
Phân tích tỷ giá hối đối, các chỉ số giá IMP, PPI, CPI và lạm phát của Việt Nam bằng sử dụng mơ hình VAR.
Kiểm định Var với các biến tỷ giá, lãi suất, giá dầu.
Mơ hình vec tơ điều chỉnh sai số và mơ hình véc tơ tự hồi quy để nghiên cứu về sự chuyển dịch tỷ giá hối đối và các mức giá ở VN
23
Tĩm tắt chương 2:
Trong chương này, tác giả trình bày tổng quan về tỷ giá, lạm phát và mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá và lạm phát, nền tảng lý thuyết về truyền dẫn tỷ giá theo cách định nghĩa của các tác giả: O'Sullivan, Arthur; Steven M. Sheffrin (2003), N. Gregory Mankiw (2010), Michael F. Bryan (1997), Taylor & Hall (1993), Jonathan McCarthy (2000), Goldberg và Knetter (1997), tính phi tuyến trong mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá và lạm phát. Theo đĩ, truyền dẫn tỷ giá là sự thay đổi của tỷ lệ lạm phát dưới tác động của sự thay đổi trong tỷ giá danh nghĩa và sự truyền dẫn này là phi tuyến, nguyên nhân do nhiều yếu tố như: mục tiêu thị phần, những ràng buộc, chi phí thực đơn, mơi trường lạm phát, tăng trưởng sản lượng (Nidhaleddine Ben Cheikh và cộng sự (2012),…
Trong chương này, tác giả cũng lược khảo một số nghiên cứu trước về truyền dẫn lãi suất và tĩm tắt một vài kết luận phổ biến.
24
Chương 3: Phương pháp nghiên cứu mối quan hệ truyền dẫn tỷ giá và lạm phát tại Việt Nam
3.1 Khung phân tích
Hướng nghiên cứu của luận văn này là mơ hình hĩa tác động 2 chiều giữa truyền dẫn tỷ giá và lạm phát:
- Mức độ truyền dẫn tỷ giá tác động đến lạm phát: Mức độ truyền dẫn của tỷ giá
được cơng thức hĩa và đĩng vai trị là biến độc lập trong mơ hình lượng hĩa tỷ lệ lạm phát.
- Mơi trường lạm phát ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn: Mức độ truyền dẫn
của tỷ giá là một hàm số của tỷ lệ lạm phát và cĩ sự chuyển biến mượt hơn là gián đoạn ứng với các độ trễ lạm phát khác nhau.
Ngồi ra, các nghiên cứu về lực lạm phát nhấn mạnh sự cần thiết về độ trễ của lạm phát; do đĩ luận văn bao hàm trong định dạng mơ hình độ trể của lạm phát trong quá khứ đĩng vai trị giải thích cho độ trễ cho lạm phát hiện tại.
Luận văn được phát triển khung lý thuyết dựa trên 2 nghiên cứu của tác giả Devereux và Yetman (2010), Shintani và cộng sự (2013). Điểm khác biệt giữa 2 mơ hình nghiên cứu của 2 tác giả:
Bảng 3.1 Điểm khác biệt giữa khung lý thuyết nghiên cứu Devereux và Yetman (2010) và Shintani và cộng sự (2013)
Tiêu chí Devereux và Yetman (2010) Shintani và cộng sự (2013)
Vấn đề điều chỉnh giá để tối đa hĩa lợi
nhuận của
Lựa chọn xác suất k thực hiện khơng điều chỉnh giá trong khoảng thời gian vơ hạn theo khuơn khổ của mơ hình định giá
Lựa chọn xác suất kt trong việc duy trì nguyên tắc định giá hợp đồng qua thời kỳ hợp đồng xác định trong mơ hình định giá xen kẽ kiểu Taylor (1980).
25
nhà nhập
khẩu
cứng nhắc kiểu Calvo (1983) tiêu chuẩn.
Xác suất k là xác xuất chung cho tất cả các cơng ty trong nền kinh tế.
Xác suất kt được chọn nhìn chung sẽ khác biệt qua các tập hợp định giá.
Mức giá hợp
đồng Cố định giá tại mức cố định
Quy tắc chỉ số hĩa lạm phát trong suốt thời kỳ của hợp đồng. Theo hợp đồng, độ lệch giá so với mức giá mong muốn phụ thuộc vào tỷ lệ lạm phát tổng hợp của thời kỳ hợp đồng ban đầu.
(Nguồn: Tác giả tổng hợp từ 2 nghiên cứu Devereux và Yetman (2010) và Shintani và cộng sự (2013))
Xem xét một tập hợp các cơng ty nhập khẩu, từng cơng ty nhập khẩu một loại hàng hĩa trung gian khác biệt từ nước ngồi và bán lại trong thị trường nội địa như một nhà cạnh tranh độc quyền.
Một nhà sản xuất hàng hĩa cuối điển hình trong nước sẽ mua tất cả các hàng hĩa nhập khẩu trung gian và kết hợp chúng lại để tạo ra sản phẩm nhập khẩu sau cùng mà khơng kiểm sốt giá thành. Để mơ tả hành vi thiết lập giá của cơng ty nhập khẩu, mơ hình định giá xen kẽ (staggered pricing model) của Taylor 1980 được sử dụng trong đĩ các hợp đồng giữa nhà nhập khẩu và nhà sản xuất hàng hĩa cuối kéo dài N thời kỳ (N ≥ 2) và một tỷ lệ khơng đổi 1/N các cơng ty nhập khẩu sẽ soạn thảo hợp đồng của họ tại bất kỳ thời kỳ nào cho trước. Một cơng ty nhập khẩu định giá hợp đồng tại thời điểm t – j (với j = 0, 1,..., N – 1) và nhập khẩu hàng hĩa i ϵ [0,1] tại thời điểm t sẽ cĩ hàm cầu được cho bởi:
26
𝐶𝑡(𝑖, 𝑡 − 𝑗) = (𝑃𝑡(𝑖, 𝑡 − 𝑗) 𝑃𝑡(𝑡 − 𝑗) )
−𝜃𝐶𝑡( 𝑡 − 𝑗)
Trong đĩ:
+ θ >1 là độ co giãn khơng đổi của hàng hĩa thay thế.
+ 𝑃𝑡(𝑖, 𝑡 − 𝑗) là giá của hàng hĩa i được nhập khẩu bởi một cơng ty với hợp đồng
bắt đầu trong thời kỳ t – j.
+𝑃𝑡(𝑡 − 𝑗) = (∫ 𝑃1 𝑡 (𝑖, 𝑡 − 𝑗)1−𝜃𝑑𝑖) 𝑜
1 (1− 𝜃)⁄
là chỉ số giá cho hàng hĩa trung gian tổng hợp được bán bởi các cơng ty nhập khẩu cĩ các hợp đồng bắt đầu trong thời kỳ t – j.
+ 𝐶𝑡( 𝑡 − 𝑗) là cầu hàng hĩa tổng hợp tương ứng.
+ Tất cả các hàng hĩa trung gian khác nhau, i ϵ [0, 1] được nhập khẩu tại mức
giá như nhau niêm yết theo ngoại tệ, 𝑃𝑡∗ vượt quá sự kiểm sốt của các nhà nhập khẩu. + Ý nghĩa của chương trình: Lượng cầu của hàng hĩa i tại thời điểm t-j được xác định bằng cách lấy lũy thừa bậc –θ đối với tỷ lệ giữa giá của hàng hĩa i được nhập khẩu bởi cơng ty theo hợp đồng bắt đầu trong thời kỳ t – j với chỉ số giá cho hàng hĩa trung gian tổng hợp được bán bởi các cơng ty nhập khẩu cĩ các hợp đồng bắt đầu trong thời kỳ t – j.
Lợi nhuận của nhà nhập khẩu được thể hiện dưới dạng nội tệ, tại thời điểm t được xác định bởi:
𝜋𝑡(𝑖, 𝑡 − 𝑗) = 𝑃𝑡(𝑖, 𝑡 − 𝑗)𝐶𝑡(𝑖, 𝑡 − 𝑗) − (1 + 𝜏)𝑆𝑡𝑃𝑡∗𝐶𝑡(𝑖, 𝑡 − 𝑗)
Trong đĩ:
+ 𝑆𝑡 là tỷ giá danh nghĩa.
27
Mức giá mong muốn của nhà nhập khẩu làm tối đa hĩa lợi nhuận trong nền kinh tế cĩ giá linh hoạt là:
𝑃̂𝑡(𝑖, 𝑡 − 𝑗) = 𝜃
𝜃 − 1(1 + 𝜏)𝑆𝑡𝑃𝑡 ∗
Trong đĩ: + 𝜃
𝜃−1 và (1 + 𝜏)𝑆𝑡𝑃𝑡∗ đại diện tương ứng cho phần tăng giá và chi phí biên.
+ 𝜏 là chi phí.
Bằng cách lấy log mức giá mong muốn, đại lượng giống nhau qua tất cả các cơng ty nhập khẩu 𝑃̂𝑡 = 𝑃̂𝑡(𝑖, 𝑡 − 𝑗) chúng ta cĩ: 𝑝̂𝑡 = 𝑠𝑡 + 𝑝𝑡∗+ 𝜇 Trong đĩ: + 𝑠𝑡 = 𝑙𝑛𝑆𝑡 + 𝜇 = 𝑙𝑛 𝜃 𝜃−1+ 𝑙𝑛(1 + 𝜏) là chi phí phụ trội.
Trên thực tế, các hợp đồng được soạn thảo cho các thời kỳ cố định, và trong một số trường hợp cĩ thể được thương lượng lại. Bằng việc thanh tốn một khoản chi phí cố định F (> 0), các cơng ty cĩ thể thanh lý hợp đồng và thiết lập lại giá mong muốn. Giả định trong thời kỳ đầu tiên N1 (≥ 1), các cơng ty tuân thủ theo quy tắc định giá hợp đồng và liên hệ đầy đủ mức giá của họ với lạm phát tổng hợp. Bước sang thời kỳ thứ hai N2 = N – N1, nếu quyết định kết thúc hợp đồng, cơng ty sẽ định tại mức giá mong muốn là 𝑝̂𝑡 = 𝑠𝑡+ 𝑝𝑡∗+ 𝜇.
Vì chi phí biên ∆(𝑠𝑡 + 𝑝𝑡∗) tn theo q trình bước đi ngẫu nhiên (với phương
sai 𝜎2) và xác suất chấm dứt hợp đồng khơng được biết tại thời điểm bắt đầu, nên việc định giá trong thời kỳ thứ 2 trở nên phụ thuộc vào tình trạng mà cơng ty cĩ cùng
28
xác suất chấm dứt hợp đồng trong thời kỳ thứ 2. Tuy nhiên thay vì chính thức rút ra giải pháp định giá dựa vào thực trạng, Shintani và cộng sự (2013) tuân theo Ball, Mankiw & Romer (1988), Romer (1990) và Devereux & Yetman (2010) đồng thời cơng thức hĩa lại hành vi tối ưu của cơng ty để xác suất thay đổi (hoặc khơng thay đổi) giá so với mức giá mong muốn được xác định nội sinh.
Gọi k(t) là xác suất cĩ điều kiện mà cơng ty cĩ hợp đồng trong thời kỳ hiện hành sẽ duy trì giá hợp đồng trong thời kỳ kế tiếp. Sau khi thiết lập giá hợp đồng mới tại t, các cơng ty sẽ tham gia quan sát tổng hợp 𝜋𝑡 và lựa chọn k(t) để tối đa hĩa lợi nhuận. Như trong Walsh (2003), chúng ta cĩ thể viết lại điều kiện tối đa hĩa lợi nhuận bằng cách sử dụng bình phương độ lệch kỳ vọng của giá thực tế so với giá mong muốn trong từng thời kỳ. Giá trị tối ưu hĩa của k(t) được chọn bằng cách tối thiểu hĩa hàm tổn thất kỳ vọng. 𝐿𝑡 = 𝐸𝑡[∑𝑁−1(𝛽𝑘𝑡)𝑗 𝑗=1 (𝑝̂𝑡+ ⋯ + 𝑗𝜋𝑡− 𝑝̂𝑡+𝑗)2] + 1−𝑘𝑡 𝑘𝑡 ∑𝑁−1(𝛽𝑘𝑡)𝑗 𝑗=1 (∑𝑁−1𝑙=1 𝛽𝑙−1)𝐹 (3.1) Trong đĩ:
+ 𝛽 là nhân tố chiết khấu. + F là chi phí cố định.
Hàm số trên hàm ý rằng tổn thất là một hàm gia tăng của tỷ lệ lạm phát theo giá trị tuyệt đối. Khi tỷ lệ lạm phát gia tăng (so với quy mơ của chi phí cố định), cơng ty cĩ thể tối thiểu hĩa tổn thất bằng cách tránh chỉ số hĩa theo lạm phát. Chiến lược này dẫn đến k(t) thấp hơn hoặc độ dài trung bình ngắn hơn của N1. Trong trường hợp lạm phát cao, k(t)= 0 (hoặc N1 = 1) cĩ thể được chọn với mẫu hình định giá cho bởi {𝑝̂𝑡, 𝑝̂𝑡+1, … 𝑝̂𝑡+(𝑁−1)}. Trong trường hợp lạm phát thấp, k(t)=1 (hoặc N1 = N) được
chọn với mẫu hình định giá cho bởi {𝑝̂𝑡, 𝑝̂𝑡 + 𝜋𝑡, 𝑝̂𝑡+ 2𝜋𝑡, … 𝑝̂𝑡+ (𝑁 − 1)𝜋𝑡}. Tổng
29
cĩ thể trình bày dưới dạng k(t) = k(𝜋𝑡).
Tổng quát ERPT hợp đồng N- thời kỳ được cho bởi:
𝐸𝑅𝑃𝑇 = 1 −∑ 𝑘(𝜋𝑡−𝑗) 𝑗 𝑁−1
𝐽=1
𝑁
Trong đĩ (𝜋𝑡−𝑗)𝑗 là hàm phi tuyến của 𝜋𝑡−𝑗. Phần thứ hai 𝑁−1 ∑𝑁−1𝐽=1 𝑘(𝜋𝑡−𝑗)𝑗
đại diện cho tỷ lệ các cơng ty thích ứng với quy tắc chỉ số hĩa và ERPT bây giờ cĩ thể thay đổi từ 1/N đến 1. Một lần nữa, ERPT là một hàm phi tuyến trơn của lạm phát, với động lực của nĩ cĩ thể xấp xỉ bởi hàm chuyển tiếp dạng chữ U với tập hợp các tỷ lệ lạm phát trễ được dùng như các biến chuyển tiếp. Lạm phát hiện hành trở thành hàm theo 𝜋𝑡−𝑗 với 𝑗 = 1, … , 𝑁 và ∆(𝑠𝑡−1 + 𝑝𝑡−1∗ ) với j= 1, … , 𝑁 − 1.
ERPT trong ngắn hạn được xác định như là đạo hàm bậc nhất của 𝜋𝑡 đối với sự
thay đổi trong chi phí biên ∆(𝑠𝑡+ 𝑝𝑡∗). Sử dụng đường cong Phillips được rút ra từ mơ hình, ERPT cĩ thể hiện dưới dạng 𝑘(𝑡−𝑗) = 𝑘(𝜋𝑡−𝑗) với 𝑗 = 1, … , 𝑁 − 1 để phụ
thuộc trực tiếp vào giá trị trễ của lạm phát.
+ Khi N = 2, mơ hình được rút gọn thành mơ hình hai thời kỳ của Taylor (1980) với xác suất chấm dứt hợp đồng trong thời kỳ thứ hai cĩ thể được xem xét bởi Ball and Mankiw (1994) và Devereux and Siu (2007). Trong trường hợp đơn giản, động lực lạm phát tuân theo mơ hình tự hồi quy bậc 2, AR(2) với ERPT được cho bởi:
𝐸𝑅𝑃𝑇 = 1 −𝑘(𝜋𝑡−1) 𝑁
Trong đĩ 𝑘(𝜋𝑡−𝑗) = 1{|𝜋𝑡−1| ≤ √𝐹 − 𝜎2}
30
Hình 3.1 ERPT và lạm phát trễ: trường hợp đồng hai thời kỳ (N=2)
(Nguồn: Shintani và cộng sự (2013), trang 515)
Sự chuyển tiếp đột ngột tại các giá trị ngưỡng √𝐹 − 𝜎2 và −√𝐹 − 𝜎2 đề nghị khả năng xấp xỉ ERPT bằng biến thể của mơ hình tự hồi quy ngưỡng (threshold autoregressive –TAR), đơi khi được gọi là mơ hình TAR ba trạng thái.
Khi N lớn hơn 2, sự chuyển dịch trở nên mượt hơn. Ví dụ, khi N=3, lạm phát tuân theo quy trình AR(3) với ERPT được cho bởi:
𝐸𝑅𝑃𝑇 = 1 −𝑘(𝜋𝑡−1) + 𝑘(𝜋𝑡−2)2 3 Trong đĩ: 𝑘(𝜋𝑡) = −(𝐹 − 𝜎 2− 𝜋𝑡2) 2𝛽(𝐹 − 2𝜎2− 4𝜋𝑡2) Với 𝐹 − 𝜎2− 𝜋𝑡2 > 0 và (𝐹 − 𝜎2− 𝜋𝑡2) + 2𝛽 (2𝜎2𝐹 −− 4𝜋 𝑡2) < 0
31
Hình 3.2 ERPT và lạm phát trễ: trường hợp đồng thời ba thời kỳ (N=3)
(Nguồn: Shintani và cộng sự (2013), trang 515)
Hình 3.2 cho thấy mối quan hệ phi tuyến trơn giữa tỷ lệ lạm phát (đặt 𝜋𝑡−1 = 𝜋𝑡−1) và ERPT khi 𝑘(𝜋𝑡−1) và 𝑘(𝜋𝑡−1) nhận giá trị giữa 0 và 1. Mối quan hệ này
tương tự với động lực điều chỉnh được mơ tả bởi mơ hình STR với các tỷ lệ lạm phát trễ được dùng như các biến chuyển tiếp. Đặc biệt, mối quan hệ đối xứng quanh zero đề nghị hàm chuyển tiếp dạng chữ U đối xứng là một hàm mũ.
3.2 Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR)
Các nhà kinh tế học thường quy về xấp xỉ tuyến tính khi đối mặt với các trường hợp phi tuyến, tuy rằng cách giải quyết này cũng đã hỗ trợ phần nào trong việc mơ hình hĩa các yếu tố kinh tế vĩ mơ giải quyết được một số trường hợp phi tuyến. Rõ ràng, cách làm như vậy chỉ giải quyết được một ít trường hợp riêng lẻ và khơng thể giải quyết triệt đề vấn đề. Do đĩ, mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến chính là cơng cụ hữu ích cho những trường hợp như trên. Như đã nêu ra trong phần lý thuyết, ở các nghiên cứu trước đây đã chỉ ra rằng mối quan hệ giữa lạm phát và truyền dẫn tỷ giá là mối quan hệ phi tuyến. Trong phần này, tác giả giới thiệu mơ hình hồi quy phi tuyến chuyển tiếp trơn dùng để lượng hĩa mối quan hệ phi tuyến giữa các đại lượng
32
' '
trong kinh tế.
Đề xuất bởi Bacon và Watts (1971), Mơ hình hồi quy chuyển tiếp trơn (STR) là mơ hình hồi quy chuỗi thời gian phi tuyến, dựa trên sự phát triển từ mơ hình hồi quy hốn chuyển mà Quandt (1958) đã đưa ra trước đĩ, và gần đây rất nhiều nhà nghiên cứu quan tâm đến và đánh giá lại việc áp dụng lớp mơ hình STR , trong đĩ đáng kể nhất là các nghiên cứu của Granger và Terasvirta (1996), Terasvirta (1998).
Mơ hình STR tổng quát được xác định như sau:
𝑦𝑡 = ∅′𝑥𝑡+ 𝜃′𝑥𝑡𝐺(𝑧𝑡; 𝛾, 𝑐) + 𝑢𝑡 = (∅ + ∅𝐺(𝑧𝑡; 𝛾, 𝑐))′𝑥𝑡 + 𝑢𝑡′, t = 1,…,T (3.2)
Trong đĩ:
(i) 𝑥𝑡 là véc tơ các biến giải thích bao gồm: véc tơ trễ của biến nội sinh và các
biến ngoại sinh;
(ii) ∅ = (∅0, ∅1, … , ∅𝑚)′ và 𝜃 = (𝜃0, 𝜃1, … , 𝜃𝑚)′ là [(m+1) x 1] các véc tơ