Ƣớc lƣợng mơ hình VAR rút gọn
Kết quả ước lượng mơ hình VAR rút gọn cho các nước nghiên cứu: Việt Nam, Thái Lan, Indonesia và Philippin được thể hiện chi tiết trong phụ lục 6.
Sau khi ước lượng mơ hình VAR rút gọn đề tài tiến hành kiểm định tính phù hợp của mơ hình thơng qua các kiểm định: Kiểm định tự tương quan của phần dư bằng kiểm định LM, kiểm định phương sai thay đổi của phần dư
bằng kiểm định White và kiểm định tính ổn định của mơ hình bằng kiểm định AR Roots Graph. Chi tiết kiểm định xem thêm phụ lục 6.
Kiểm định tự tƣơng quan của phần dƣ
Bảng 4.14.Kết quả kiểm định tự tương quan của phần dư các mơ hình VAR rút gọn của các nước nghiên cứu
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 6.0
Kết quả cho thấy với mức ý nghĩa 5% thì phần dư của các mơ hình VAR rút gọn là khơng có tự tương quan.
Kiểm định phƣơng sai thay đổi
Bảng 4.15.Kiểm định phương sai thay đổi của các phần dư của các mơ hình VAR rút gọn của các nước nghiên cứu
Kiểm tra tính ổn định của mơ hình
Kết quả kiểm tra tính ổn định của mơ hình cho thấy với độ trễ được chọn các mơ hình VAR rút gọn của các nước nghiên cứu đều ổn định. Đây là cơ sở cho việc thực hiện các nghiên cứu tiếp theo của đề tài, cụ thể là kỹ thuật hàm phản ứng đẩy IRF và kỹ thuật phân rã phương sai.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eivews 6.0 Hình 4.1.Kết quả kiểm tra tính ổn định của mơ hình Ƣớc lƣợng ma trận A0
Kết quả ước ma trận A0 cho các nước nghiên cứu được tổng hợp trong bảng sau. Chi tiết xem thêm phụ lục 7.
Bảng 4.16.Kết quả ước lượng ma trận A0 cho các nước nghiên cứu
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eivews 6.0
Kết quả ước lượng ma trận A0 cho thấy đối với trường hợp Việt Nam thì hệ số a41 và a42 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Đối với Thái Lan đề tài tìm thấy hệ số a42 và a43 có ý nghĩa ở mức 5%, trường hợp Indonesia thì a21, a31 và a32 có ý nghĩa ở mức 10%, 5% và 1% và cuối cùng là trường hợp Philippin đề tài tìm thấy a21 và a31 có ý nghĩa ở mức 1% và 10%. Ngồi ra, hệ số a41 của Việt Nam và Indonesia là âm cho thấy phản ứng của lạm phát là cùng chiều với thay đổi trong dự trữ ngoại hối, kết quả ngược lại cho trường hợp của Thái Lan và Philippin. Hệ số a42 của Việt Nam, Thái Lan và Philippin dương cho thấy lạm phát phản ứng ngược chiều với cung tiền trong khi đó Indonesia thì cho thấy một phản ứng cùng chiều. Hệ số a43 của Việt Nam, Indonesia và Philippin âm cho thấy lạm phát phản ứng cùng chiều với sự thay đổi trong tỷ giá trong khi đó ở Thái Lan lại cho kết quả ngược lại.
Để đo lường mức tác động của cú sốc tỷ giá đến những biến động trong chỉ số giá hàm phản ứng đẩy được sử dụng với các ràng buộc được thiết lập như đã đề cập trong phần mơ hình nghiên cứu.
Hàm phản ứng đẩy- IRF
Trong phần này đề tài sẽ sử dụng hàm phản ứng đẩy IRF để đo lường tác động của cú sốc tỷ giá đến các thay đổi trong chỉ số giá cả của các nước
a21 a31 a32 a41 a42 a43
-0.01397 0.004793 0.129313 -0.06731 0.329529 -0.06182 (0.6854) (0.8585) (0.2352) (0.0099) (0.0021) (0.6493) -0.05985 -0.0498 -0.17518 0.005555 0.119796 0.109357 (0.2149) (0.3535) (0.2536) (0.7898) (0.0452) (0.0425) 0.111872 -0.19744 0.548887 -0.04851 -0.06233 -0.02244 (0.0851) (0.0469) (0.0072) (0.2055) (0.442) (0.6606) 0.251863 -0.12246 0.065813 0.008 0.065813 -0.00209 (0.0017) (0.094) (0.5735) (0.7086) (0.9500) (0.5023) Việt Nam Thái Lan Indonesia Philippin
Ký hiệu các cú sốc trong mơ hình SVAR: Shock 1, shock 2, shock 3, shock 4 lần lượt là cú sốc của dự trữ ngoại hối (D_lnFE), cung tiền (D_lnM2), tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương (D_lnNEER) và chỉ số giá tiêu dùng (D_lnCPI).
Phản ứng của chỉ số giá do tác động của cú sốc tỷ giá hối đối
Thơng qua kết quả hàm phản ứng đẩy tích luỹ cho thấy sự truyền dẫn giảm dần của tỷ giá đến chỉ số giá, theo đó Việt Nam cho thấy sự tác động của tỷ giá đến chỉ số giá là có sự gia tăng trong khoảng 4 quý và bắt đầu yếu dần bị và triệt tiêu sau 8 quý. Ở Thái Lan, sự tác động của tỷ số giá đến chỉ số giá có tăng trong giai đoạn đầu và đạt đỉnh sau 6 quý và giảm dần trước khi triệu tiêu sau 6 q. Ở Indonesia thì có sự tương đồng giống Việt Nam là sự tác động của tỷ giá đến chỉ số giá là có sự gia tăng khoảng 3 quý và sau đó giảm dần về trạng thái 0 sau 4 quý. Ở Philippin sự tác động của tỷ giá đến sự biến động của chỉ số giá dường như là rất bé và không thay đổi theo thời gian.
Phản ứng của chỉ số giá do tác động của các cú sốc khác
Cú sốc dự trữ ngoại hối
Kết quả hàm phản ứng đẩy tích lũy cho thấy chỉ số giá chịu tác động mạnh của cú sốc dự trữ ngoại hối ở tất cả các nước trong nghiên cứu của đề tài. Trường hợp Việt Nam cho thấy chỉ số giá biến động cùng chiều với cú sốc dự trữ ngoại hối, theo đó một cú sốc tăng 1 độ lệch chuẩn trong dự trữ ngoại hối làm tăng trong chỉ số giá 0.00628% ngay trong quý đầu tiên sau đó giảm dần đến quý thứ 4 và bắt đầu tăng trở lại sau đó và dần bị triệt tiêu. Trường hợp Thái Lan cho thấy sự biến động trong chỉ số giá là lớn khi chịu tác động của cú sốc dự trữ ngoại hối so với Việt Nam theo đó một cú sốc tăng 1 độ lệch chuẩn trong dự trữ ngoại hối làm giảm chỉ số giá 0.00103 ngay trong quý đầu tiên sau đó tăng dần và đạt đỉnh sau 3 quý với mức tăng là 0.006% trong quý 3 sau đó giảm dần và bị triệt tiêu. Trường hợp Philippin cũng cho thấy phản ứng của chỉ số giá là mạnh khi có cú sốc trong dự trữ ngoại hối, tuy nhiên cũng giống Thái Lan là chỉ tác động trong ngắn hạn, theo đó một cú sốc tăng 1 độ lệch chuẩn trong dự trữ ngoại hối làm chỉ số giá biến động tăng và đạt đỉnh sau 6 quý với mức biến động là 0.007% sau đó giảm dần. Trường hợp của Indonesia thì sự biến động trong chỉ số giá là ngược so với các nước Việt Nam, Thái Lan, Philippin. Theo đó, một cú sốc tăng 1 độ lệch chuẩn trong dự trữ ngoại hối làm tăng trong chỉ số giá 0.003% tuy nhiên sau đó sự biến động này giảm dần và biến động ngược chiều khi chịu tác động của cú sốc dự trữ ngoại hối trong các giai đoạn tiếp theo.
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eivews 6.0
Hình 4.3. Phản ứng của chỉ số giá do tác động của cú sốc dự trữ ngoại hối
Cú sốc cung tiền
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eviews 6.0 Hình 4.4.Phản ứng của tỷ giá do tác động của cú sốc cung tiền
Kết quả hàm phản ứng đẩy tích luỹ cho thấy chỉ có trường hợp Việt Nam thì sự biến động trong chỉ số giá là mạnh khi có cú sốc trong cung tiền, theo đó khi có một cú sốc tăng 1 độ lệch chuẩn trong cung tiền làm cho chỉ số giá biến động giảm 0.0083% ngay trong quý đầu tiên và tạo đáy với mức giảm là 0.01% trong quý thứ 2 trước khi có sự tăng trở lại trong quý 3 và dần triệt tiêu sau 7 quý. Trường hợp Indonesia cũng có sự biến mạnh trong chỉ số giá ngay trong quý đầu tiên tuy nhiên sự biến động là nhỏ và nhanh chóng triệt tiêu sau 2 quý. Trường hợp của Thái Lan và Philippin cho thấy sự biến động trong chỉ số giá là khá nhỏ khi có cú sốc trong cung tiền.
Hệ số truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá
Để ước lượng hệ số truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá, bước tiếp theo đề tài tiến hành chuẩn hoá cú sốc 1 độ lệch chuẩn thành tương ứng 1%. Nhiều bài nghiên cứu khác nhau đã áp dụng một phương pháp được gọi chung là chuẩn hoá cú sốc độ lệch chuẩn để đo lường mức độ truyền dẫn. Phương pháp này được giới thiệu trong bài nghiên cứu của Leigh và Rosi (2002) và nghiên cứu của Naz và cộng sự (2012) như sau:
Trong đó:
: Sự thay đổi của chỉ số giá trong giai đoạn i do tác động của cú sốc tỷ giá hối đoái đầu tiên.
: Thay đổi tỷ giá hối đối do chính cú sốc của nó gây ra.
Kết quả tính tốn hệ số truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá tiêu dùng CPI từ cú sốc NEER 1% theo cơng thức trên được trình bày trong bảng sau:
Bảng 4.17. Hệ số truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số giá của các nước
Period Hệ số truyền dẫn
Việt Nam Thái Lan Indonesia Philippin
1 0.062 -0.109 0.022 0.027 2 0.237 -0.143 0.050 0.028 3 0.667 -0.126 0.057 0.044 4 0.539 -0.144 0.007 0.039 5 0.631 -0.055 -0.019 0.027 6 0.210 0.023 -0.020 0.045 7 0.214 -0.044 -0.024 0.040 8 0.064 -0.130 -0.029 0.032 9 0.206 -0.122 -0.033 0.020 10 0.170 -0.099 -0.033 0.026 11 0.101 -0.109 -0.034 0.030 12 -0.056 -0.140 -0.035 0.033 13 -0.078 -0.127 -0.035 0.030 14 0.010 -0.107 -0.036 0.034 15 0.009 -0.121 -0.036 0.035 16 -0.148 -0.145 -0.036 0.035 17 -0.168 -0.136 -0.036 0.034 18 -0.047 -0.121 -0.036 0.036 19 -0.044 -0.127 -0.036 0.037 20 -0.150 -0.142 -0.036 0.038
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eivews 6.0
Bảng 4.16 cho thấy mức truyền dẫn của cú sốc tỷ giá đến chỉ số giá (CPI) sau khi xảy ra cú sốc tỷ giá đầu tiên và đạt mức lớn nhất sau 3 quý-khoảng 9 tháng với hệ số truyền dẫn là 0.667 cho trường hợp của Việt Nam, điều này có nghĩa là khi 1% tăng lên trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương sẽ khiến chỉ số giá tiêu dùng tăng lên 0.667% sau gần 9 tháng từ tác động của cú sốc tỷ giá đầu tiên, tác động này giảm dần trong khoảng 12 tháng tiếp và sau đó mất tác dụng. Một kết quả truyền dẫn tương tự cho trường hợp của Philippin và Indonesia kết quả hệ số truyền dẫn cho thấy sau cú sốc tỷ giá đầu tiên thì hệ số truyền dẫn đạt lớn nhất sau 3 quý là 0.057 cho trường hợp của Indonesia và 0.044 cho trường hợp của Philippin và sau đó giảm dần và mất tác dụng. Tuy nhiên, một hình ảnh ngược lại so với trường hợp của Thái Lan cho mức dẫn truyền của tỷ giá đến chỉ số giá.
Như vậy kết quả nghiên cứu của đề tài cho thấy mức độ truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá là mạnh hơn so với các nước khác bài nghiên cứu, nếu so sánh với các nghiên cứu trước đây như nghiên cứu của Ito và Sato (2007) cho thấy mức truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá ở Hàn Quốc là 0.08, Malaysia là 0.02 của Indonesia là 0.41, Philippin là 0.06, sự khác nhau trong nghiên cứu của đề tài và nghiên cứu của Ito và Sato (2007) là do các biến mà đề tài sử dụng là khác với biến mà tác giả sử dụng đặc biệt là biến tỷ giá, chuỗi dữ liệu nghiên cứu của đề tài và của tác giả cũng khác nhau. Kết quả nghiên cứu của đề tài cho trường hợp của Việt Nam cũng khác so với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010) và Võ Văn Minh (2009) khi kết quả của hai tác giả này cho thấy mức độ truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá là thấp và tác động cú sốc cung tiền giữ ở mức rất nhỏ trong vịng ít nhất 6 tháng chứng tỏ chính sách tiền tệ phải mất khá nhiều thời gian để tác động tới lạm phát, trong khi đó kết quả của đề tài lại cho thấy mức độ truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá là khá cao, bên cạnh đó đề tài còn cho thấy vai trò quan trọng cung tiền với lạm phát. Nếu như trước đây một nghiên cứu IMF (2003) cho rằng tốc độ cung tiền có ít tác động với lạm phát nhưng tác động lại kéo dài thì kết quả này hồn tồn phù hợp với nghiên cứu của IMF (2006), khi khẳng định rằng tốc độ cung tiền có mối quan hệ với lạm phát từ năm 2002. Điều này có thể được lý giải là do việc tự do hóa cả một loạt các loại giá cả quan trọng trong những năm 2000, thêm vào đó các nghiên cứu trước đây, chủ yếu nghiên cứu trong các giai đoạn tỷ giá được giữ tương đối cứng nhắc. Gần đây, từ cuối năm 2008, NHNN đã tiến hành phá giá nhiều hơn và với mức độ lớn hơn. Do đó, những biến động gần đây trên thị trường ngoại hối, đặc biệt là thị trường tự do, trong năm 2009 và 2010 do niềm tin của vào tiền đồng bị sụt giảm, do hoạt động đầu cơ và tình trạng đơ la hóa đã
khiến cho tác động của tỷ giá đối với lạm phát tăng lên như kết quả của nghiên cứu này cho thấy.
Phân rã phƣơng sai
Trong phần này đề tài thực hiện kỹ thuật phân rã phương sai để xem xét sự biến động trong chỉ số giá qua thời gian thì yếu tố nào góp phần giải thích nhiều hơn cho sự biến động đó, với trật tự các biến được thiết lập với các ma trận ràng buộc đã được đề cập trong chương 3. Kết quả phân rã phương sai
chi tiết xem thêm phụ lục 8.
Bảng 4.17 Kết quả phân rã phương sai của chỉ số giá tiêu dùng cho thấy sự biến động trong chỉ số giá tiêu dùng chủ yếu được giải thích bởi cú sốc của chính nó, cụ thể Việt Nam hơn 70% được giải thích bởi cú sốc của chính nó trong hai kỳ đầu tiên, Thái Lan hơn 80% được giải thích bởi cú sốc của chính nó ngay trong kỳ đầu tiên, Philippin và Indonesia trên 90% được giải thích bởi cú sốc của chính nó ngay trong kỳ đầu tiên. Và sự đóng góp của các yếu tố khác ở Philippin và Indonesia là không đáng kể trong việc giải thích sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng, tuy nhiên ở Việt Nam và Thái Lan thì gần 30% và gần 20% sự biến động trong chỉ số giá được giải thích bởi các cú sốc khác trong đó trong đó ở Việt Nam thì cú sốc trong cung tiền giải thích được trên 18% sau 5 kỳ, cú sốc trong dự trữ ngoại hối giải thích được 12% sau 5 kỳ, sự đóng góp của cú sốc tỷ giá trong việc giải thích sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng là rất nhỏ gần như không đáng kể (0.31% trong kỳ thứ nhất, 1.32 % trong kỳ thứ 5 và 2% trong các kỳ tiếp theo). Tương tự như Việt Nam thì sự biến động trong chỉ số giá ở Philippin và Indonesia cũng được giải thích nhiều hơn bởi yếu tố dự trữ ngoại hối và cung tiền trong các giai đoạn tiếp theo và yếu tố tỷ giá dường như giải thích rất ít cho sự biến động trong chỉ số giá tiêu dùng ở Philippin và Indonesia. Theo Taylor (2000), một hệ số “pass-through” cao của tỷ giá hối đoái ngụ ý một mức truyền dẫn lớn từ
những biến động trong tỷ giá đến các chỉ số giá, nhưng nếu những thay đổi trong tỷ giá chỉ đóng một vai trò nhỏ đối với biến chỉ số giá, thì tỷ giá sẽ không là nhân tố quan trọng quyết định những biến động của giá cả. Nếu hệ số truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến lạm phát ta kiểm định được là 0,667 sau 9 tháng, đây là con số khá cao so với các nước đang phát triển và các nghiên