3. Phương pháp nghiên cứu
3.3 Dữ liệu nghiên cứu
Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý, từ quý 1 năm 2 1 đến quý 2 năm 2013. Nguồn dữ liệu và cách xử lý số liệ an đầu như sau:
- OIL: giá dầu thế giới, được lấy theo giá dầu U.K Brent, đơn vị (USD/thùng);
được qui về kỳ gốc (Q1.2001 = 100). Nguồn dữ liệu: World Bank.
- GDP: tổng sản ph m trong nước với giá cố định 1994. Nguồn dữ liệu: Tổng cục
Thống kê.
- NEER: tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực đa phương, được tính với 10 đối tác
thương mại chính của Việt Nam gồm Nhật Bản (JPY), Singapore (SGD), Trung Quốc (CNY), Hàn Quốc (KRW), Hoa Kỳ (USD), Thái Lan (THB), Úc (AUD), Hồng Kông (HKD), Indonesia (IDR) và Malaysia (MYR). NEER được qui về kỳ gốc (Q1.2001 = 100). Nguồn dữ liệu: IFS, GSO.
- IMP: chỉ số giá nhập kh u, được qui về kỳ gốc (Q1.2001 = 100). Nguồn: Tổng
cục Thống kê.
- PPI: chỉ số giá sản xuất, được qui về kỳ gốc (Q1.2001 = 100). PPI được tính
bằng cách lấy bình qn của 2 chỉ số giá bán sản ph m của người sản xuất hàng công nghiệp và giá bán sản ph m của người sản xuất hàng nông, lâm, thủy sản. Nguồn: Tổng cục Thống kê.
Tất cả các giá trị chuỗi dữ liệ đều được điều chỉnh mùa vụ ằng phương phá en X12, nhằm hạn chế ảnh hư ng mang t nh chất m a vụ c trong ch ỗi thời gian và đưa về dạng logarit cơ số mũ tự nhiên.
3.4 Các bước thực hiện trong q trình chạy mơ hình
Để đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam, tác giả thực hiện trình tự các ước sau:
- ước một, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng và
không dừng của các chuỗi dữ liệu được sử dụng trong mơ hình. Sau đ , xác định độ trễ tối ư và tính ổn định của mơ hình.
- ước hai, đo lường độ lớn và thời gian tác động của cú sốc tỷ giá hối đoái đến
chỉ số giá tiêu dùng bằng cách sử dụng hàm phản ứng xung (impulse response) trong mơ hình VAR 6 biến. hức năng hân rã hương ai (Variance decom o ition được áp dụng nhằm hân t ch mức độ đ ng g của các iến trong mơ hình đến ự iến động của P
- ước ba, tác giả thực hiện kiểm định đồng liên kết theo phương pháp phân tích
Johansen để xem xét mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mơ hình, sau đ xác định mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng CPI trong dài hạn.
4. Nội dung và kết quả nghiên cứu
4.1 Kiểm định nghiệm đơn vị và lựa chọn bước trễ tối ưu
Trước khi đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng, tác giả kiểm định tính dừng và khơng dừng từng biến riêng lẻ nhằm đưa các biến vào mơ hình một cách thích hợp. Các chuỗi số thời gian đưa vào hàm phản ứng xung là dừng, và các chuỗi thời gian không dừng được đưa vào kiểm định đồng liên kết và mơ hình VECM.
4.1.1 Kiể nh nghiệ
Tác giả kiểm định tính dừng của các biến bằng phương phá gmented ic ey- ller ác giả th yết iểm định như a
Ho ch ỗi là ch ỗi hông dừng H1 ch ỗi là ch ỗi dừng
Nế tADF > tα thì ác giả th yết Ho, nghĩa là ch ỗi c t nh dừng, và ngược lại
Trong ài nghiên cứ , ết quả kiểm định cho thấy các biến là chuỗi thời gian không dừng gốc I(0), và là chuỗi dừng sai phân bậc một I(1). Kết quả được thể hiện Bảng 4.1.
ảng 4.1 Kết quả iểm định nghiệm đơn vị
ADF 1% level 5% level 10% level Kết quả
LNOIL -1.508650 -3.574446 -2.923780 -2.599925 hông dừng LNGDP -1.264885 -3.571310 -2.922449 -2.599224 hông dừng LNNEER -0.622453 -3.574446 -2.923780 -2.599925 hông dừng LNIMP 0.559045 -3.610453 -2.938987 -2.607932 hông dừng LNPPI 0.317772 -3.577723 -2.925169 -2.600658 hông dừng LNCPI 0.859120 -3.577723 -2.925169 -2.600658 hông dừng ADF Δ NO -5.330015 -3.577723 -2.925169 -2.600658 dừng Δ NG P -6.659070 -3.574446 -2.923780 -2.599925 dừng Δ NNEE -4.512375 -3.574446 -2.923780 -2.599925 dừng Δ N MP -5.516802 -3.610453 -2.938987 -2.607932 dừng Δ NPP -3.901965 -3.577723 -2.925169 -2.600658 dừng Δ N P -4.291696 -3.577723 -2.925169 -2.600658 dừng 4.1.2 Chọ trễ t n trong mơ hình:
Trước khi tiến hành đo lường mức độ truyền dẫn bằng các mơ hình, tác giả tiến hành lựa chọn độ trễ tối đa cho các biến trong mơ hình ác iến được đưa vào mơ hình là ch ỗi dừng, nên là ai hân ậc 1 của 6 iến O , GDP, NEER, IMP, PPI và CPI. Kết quả kiểm định ước trễ được thể hiện qua Bảng 4.2 sau:
ảng 4.2 Kết quả xác định độ trễ cho mơ hình
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: DLNOIL DLNGDP DLNNEER DLNIMP DLNPPI DLNCPI Exogenous variables: C
Date: 10/29/13 Time: 16:56 Sample: 2001Q1 2013Q2 Included observations: 46
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 676.5408 NA 8.79e-21 -29.15395 -28.91543* -29.06460 1 734.4031 98.11422 3.44e-21 -30.10448 -28.43485 -29.47903* 2 782.5498 69.08012* 2.20e-21 -30.63260 -27.53186 -29.47105 3 824.8853 49.69817 2.08e-21* -30.90806* -26.37621 -29.21040
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
Kết quả lựa chọn độ trễ cho mơ hình theo nhiều tiêu chí khác nhau (LR, FPE, AIC, SC, HQ). Bảng trên cho thấy độ trễ tối đa là dựa trên tiêu chí thơng dụng AIC và FPE. Do vậy, tác giả lựa chọn độ trễ tối đa cho mơ hình là và đây cũng là độ trễ tối ư của mơ hình.
4.1.3 Kiểm tra tính ổ nh của mơ hình:
Từ mơ hình với độ trễ tối ư là , tác giả kiểm định tính ổn định của mơ hình. Kết quả cho thấy, các dấu chấm nằm trong đường tròn đơn vị c án nh là 1 , được thể hiện qua Hình 4.1 và Bảng 4 o đ , mơ hình đạt được tính dừng và có tính ổn định.
Hình 4.1 Kết quả kiểm định sự ổn định của mơ hình (AR Roots)
Bảng 4.3 Kết quả kiểm định sự ổn định của mơ hình (AR Roots)
Roots of Characteristic Polynomial
Endogenous variables: DLNOIL DLNGDP DLNNEER DLNIMP DLNPPI DLNCPI Exogenous variables: C Lag specification: 1 3 Date: 10/29/13 Time: 17:02 Root Modulus 0.176030 + 0.890802i 0.908028 0.176030 - 0.890802i 0.908028 -0.854366 0.854366 0.423193 - 0.719924i 0.835094 0.423193 + 0.719924i 0.835094 0.707826 - 0.442721i 0.834877 0.707826 + 0.442721i 0.834877 -0.380126 - 0.725475i 0.819030 -0.380126 + 0.725475i 0.819030 0.744311 0.744311 -0.480028 + 0.561014i 0.738352 -0.480028 - 0.561014i 0.738352 -0.029778 - 0.710763i 0.711387 -0.029778 + 0.710763i 0.711387 0.560367 + 0.187157i 0.590795 0.560367 - 0.187157i 0.590795 -0.222232 + 0.203531i 0.301350 -0.222232 - 0.203531i 0.301350 No root lies outside the unit circle.
VAR satisfies the stability condition.
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
4.2 Đo ường mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (ERPT) vào chỉ số giá tiêu
dùng (CPI) b ng hàm phản ứng xung (Impulse response function) trong mơ
hình VAR
4.2 ả ứ f
Phương pháp phân rã hole y được sử dụng trong hàm phản ứng x ng để tính tốn mức độ và thời gian tác động của cú sốc tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI), theo thứ tự hole y lnO → lnG P → lnNEE → ln MP → lnPP → ln P Theo hương há phân rã Cholesky, sự tác động của một nhân tố lên một nhân tố khác s phụ thuộc vào trật tự sắp xếp giữa các biến với nhau. Kết quả hàm phản ứng x ng được ước đoán cho 10 kỳ (quý được thể hiện trong Phụ lục 1. Phụ lục 1 cho thấy phản ứng tích lũy của các biến do chịu ảnh hư ng sự biến động từ 1 đơn vị độ lệch chu n của các biến trong mơ hình.
Từ ết q ả hàm hản ứng x ng, c thể thấy hản ứng t ch lũy của chỉ ố giá tiê d ng P dưới tác động của các yế tố giá dầ , tổng ản h m trong nước, tỷ giá hối đoái, chỉ ố giá nhậ h , chỉ ố giá ản x ất và ch nh ản thân chỉ ố giá tiê d ng Hình 4.2 ên dưới cho thấy hản ứng x ng của chỉ ố giá tiê d ng do thay đổi một đơn vị độ lệch ch n của các iến trong mơ hình ốc giá dầ , tỷ giá hối đoái, chỉ ố giá ản x ất và ản thân chỉ ố giá tiê d ng c hản ứng dương với P và G P c hản ứng âm với P Như vậy chỉ ố giá ản x ất, giá dầ và ản thân chỉ ố giá tiê d ng tác động nhiề nhất đến P
Hình 4.2 Phản ứng í ũy ủa c ỉ ng của
Để đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa đến chỉ số giá tiêu dùng theo tỷ lệ phần trăm, cú sốc tỷ giá hối đoái NEER vào CPI s được chuyển từ một đơn vị độ lệch chu n sang một phần trăm thay đổi trong cú sốc tỷ giá, còn được gọi là chu n hóa cú sốc tỷ giá hối đoái. Phương pháp này được nhiều nghiên cứu trước đây áp dụng để đo lường mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái.
-.04 -.02 .00 .02 .04 .06 .08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Accumulated Response of DLNCPI to DLNOIL
-.04 -.02 .00 .02 .04 .06 .08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Accumulated Response of DLNCPI to DLNGDP
-.04 -.02 .00 .02 .04 .06 .08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Accumulated Response of DLNCPI to DLNNEER
-.04 -.02 .00 .02 .04 .06 .08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Accumulated Response of DLNCPI to DLNIMP
-.04 -.02 .00 .02 .04 .06 .08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Accumulated Response of DLNCPI to DLNPPI
-.04 -.02 .00 .02 .04 .06 .08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Accumulated Response of DLNCPI to DLNCPI
Phương pháp này lần đầ được giới thiệu b i Daniel and Marco Rossi (2002), và cơng thức chu n hóa như sau:
PTt,t+j = Pt,t+j / N t,t+j
Trong đ
Pt,t+j : là sự phản ứng t ch lũy của các chỉ số giá trong giai đoạn j do tác động của cú
sốc tỷ giá hối đoái
N t,t+j : là sự phản ứng t ch lũy của tỷ giá trong giai đoạn j do tác động của cú sốc từ
chính nó.
PTt,t+j : là sự phản ứng t ch lũy của các chỉ số giá trong giai đoạn j đối với cú sốc tỷ
giá hối đối đã được chu n hóa.
Bảng 4.4 Kết quả hàm phản ứng xung của chỉ số giá tiêu dùng với cú sốc 1% từ NEER
Kỳ (Qu ) CPI 1 0.13790 2 0.14045 3 0.13667 4 0.16451 5 0.24460 6 0.27196 7 0.28004 8 0.31346 9 0.29187 10 0.24459
Kết quả hàm phản ứng xung sau khi đã được chu n hóa cho thấy, cú sốc tỷ giá hối đoái NEER tác động đến chỉ số giá tiêu dùng CPI đạt độ lớn nhất là khoảng 0,31 kỳ thứ 8 (tức là sau 24 tháng), có nghĩa hi NEE thay đổi 1% tác động đến chỉ số CPI lớn nhất là khoảng 0,31%.
Tác giả so sánh kết quả cùng với nghiên cứu của Võ Văn Minh (2009) với dữ liệu theo tháng từ tháng 01 năm 2 1 đến tháng 02 năm 2007 và Bạch Thị Phương Thảo (2011) với dữ liệu theo quý từ quý 1 năm 2 1 đến quý 2 năm 2011. Kết quả cho thấy mức truyền dẫn của cú sốc tỷ giá hối đoái ảnh hư ng đến chỉ số giá tiêu dùng (CPI) với độ lớn đang có x hướng tăng và thời gian kéo dài hơn. Mức độ truyền dẫn sau một năm trong nghiên cứu của Võ Văn Minh là 0,13; trong nghiên cứu của Bạch Thị Phương Thảo là 0,16; và trong nghiên cứu của tác giả là 0,16. Mức độ truyền dẫn đạt độ lớn cao nhất trong nghiên cứu của Võ Văn Minh là 0,21 sau 10 tháng; trong nghiên cứu của Bạch Thị Phương Thảo là 0,39 sau 15 tháng; còn trong nghiên cứu của tác giả là 0,31, thấp hơn chút ít so với nghiên cứu của Bạch Thị Phương Thảo, nhưng thời gian kéo dài hơn, tức là sau khoảng 24 tháng.
Kết quả độ ớn mức truyền ẫn tỷ giá hối đoái trong nghiên cứu củ ạch Thị Phương Thảo (2011)
Kỳ q 1 2 3 4 5 6 7 8 IPM 0.0204 0.3109 0.2235 0.2059 0.7723 0.3841 0.5241 0.3605 PPI 0.1218 0.3027 0.2466 0.3078 0.7366 0.5096 0.4611 0.3074 CPI 0.0002 0.0911 0.1254 0.1673 0.3964 0.3281 0.3208 0.2459
Kết quả độ ớn mức truyền ẫn tỷ giá hối đoái trong nghiên cứu củ V Văn Minh (200 )
Kết q ả nghiên cứ của tác giả được o ánh với ết q ả được nghiên cứ cho một ố nước hâ Á (theo kết quả nghiên cứu của to và ato năm 2 cho thấy mức độ tr yền dẫn tỷ giá hối đoái đến chỉ ố giá tiê d ng là cao hơn o với các nước hác, trừ ndonexia Có thể cách so sánh này khơng hồn tồn chính xác vì các biến và giai đoạn nghiên cứu khác nhau, tuy nhiên số liệ này cũng hản ánh được một phần nào đ ản chất của vấn đề.
4.2 V e decompotition)
Trong mơ hình , hàm hản ứng x ng c ng cấ thông tin về mức độ tr yền dẫn tỷ giá hối đoái đến chỉ ố giá tiê d ng, còn chức năng hân rã hương ai cho iết tầm q an trọng của c ốc này ằng việc cho iết mức độ đ ng g của các iến trong mơ hình đến ự iến động của P Để xem xét vấn đề này, chức năng hân rã hương ai được á dụng
Bảng 4.5 T m qu n trọng củ các biến ố trong ự biến động củ CPI
Variance Decomposition of DLNCPI:
Period DLNOIL DLNGDP DLNNEER DLNIMP DLNPPI DLNCPI 1 14.53955 0.69481 1.943399 4.47396 54.05178 24.29649 2 18.41043 1.145212 1.037489 2.328526 55.44128 21.63706 3 19.76955 0.985617 0.899039 4.768155 54.13124 19.4464 4 17.74644 0.892818 1.125145 7.220112 53.14319 19.87229 5 18.7678 1.251855 1.67367 6.648543 49.6102 22.04793 6 20.22981 1.82898 1.578356 7.823895 45.90337 22.63559 7 18.85909 1.68004 1.504148 14.6662 42.23802 21.05251 8 18.02329 2.265763 1.427286 18.36431 40.02064 19.89871 9 17.93351 2.660269 1.473171 18.73067 39.62966 19.57272 10 17.86633 2.711631 1.505094 18.76328 39.6386 19.51506 Kết q ả từ Bảng 4 cho thấy hương ai của N P ị ảnh hư ng mạnh nhất i a yế tố NPP , NO và ản thân n là N P Ngoài việc ch nh ản thân chỉ ố giá tiê d ng tác động đến n , các yế tố ảnh hư ng đến N P thay đổi q a từng thời ỳ
- giai đoạn ỳ đầ , NPP và NO là 2 yế tố ảnh hư ng mạnh nhất
đến hương ai chỉ ố giá tiê d ng, nghĩa là c ốc của chỉ ố giá ản x ất và giá dầ c ảnh hư ng mạnh nhất đến P
- hỉ ố giá nhậ h dần dần c tác động mạnh đến chỉ ố giá tiê d ng từ
ỳ thứ tr đi và c ng với chỉ ố giá sản xuất tr thành 2 yế tố tác động mạnh nhất đến chỉ ố giá tiê d ng trong giai đoạn q y 1 năm 2 1 đến q 2 năm 2 1
4.3 Đo ường mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (ERPT) vào chỉ số giá tiêu dùng (CPI) b ng mơ hình VECM dùng (CPI) b ng mơ hình VECM
4.3.1 Kiể ồng liên k t
Các biến đưa vào mơ hình VECM phải là các biến khơng dừng nên cần phải kiểm định khả năng xảy ra các vec tơ đồng liên kết giữa các dãy số thời gian. Tác giả sử dụng phương pháp Johansen và Juselius (1990) nhằm thực hiện kiểm định này. Đây là k thuật kiểm định đồng liên kết được sử dụng phổ biến nhất trong việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các vec tơ đồng liên kết giữa các dãy số thời gian không dừng. Thực hiện kiểm định nhằm kiểm tra mối quan hệ lâu dài tồn tại giữa các biến trong mơ hình.
Kiểm định được thực hiện trên phần mềm Eviews 6.0. Kiểm định Johansen đưa ra kết quả theo thống kê Trace (Trace Test) và kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận (Maximum Eigenvalue Test). Cả hai kết quả đều bác b giả thuyết không tồn tại vec tơ đồng liên kết. Kết quả từ Trace Test cho thấy có 4 quan hệ đồng liên kết mức ý nghĩa 5% và Maximum Eigenvalue Test cho thấy có 2 quan hệ đồng liên kết.