chỉ số giá tiêu dùng (CPI) trong giai đoạn Q1 2000 đến Q2 2011
Để xem xét xu hướng biến động của ERPT qua thời gian, tác giả sử dụng chức năng
Kalman filter của phần mềm Eviews để ước lượng hệ số (lần lượt trong 02
trường hợp với CPITQ và PPITQ là đại diện cho chi phí của quốc gia xuất khẩu
Trung Quốc), tương ứng từng quí trong giai đoạn nghiên cứu từ Q1 2000 đến Q2
2002 trong giai đoạn nghiên cứu từ phương trình (9) và (10). Nhưng vì có giới hạn về mặt số liệu nên kết quả ước lượng mức độ truyền dẫn của tỷ giá vào giá tiêu
dùng chỉ được thể hiện từ Q4 2001 đến Q2 2012. Kết quả cho thấy mức độ truyền dẫn ERPT có xu hướng tăng theo thời gian được thể hiện như hình vẽ bên dưới. Chi tiết về mức độ truyền dẫn theo từng quý được thể hiện trong phụ lục 13 đính kèm.
Hình 2.1: Xu hướng biến động mức độ truyền dẫn (ERPT) của tỷ giá song phương VND/CNY vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam (CPI) trong giai đoạn Q4 2001 đến Q2 2011( tương ứng với 02 trường hợp PPI và CPI là đại diện cho chi phí sản xuất của Trung Quốc).
0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6 0.7 0.8 0.9 2001Q4 2002Q2 2002Q4 2003Q2 2003Q4 2004Q2 2004Q4 2005Q2 2005Q4 2006Q2 2006Q4 2007Q2 2007Q4 2008Q2 2008Q4 2009Q2 2009Q4 2010Q2 2010Q4 2011Q2 ERPT CPI ERPT PPI
Hình 2.2: Xu hướng biến động mức độ truyền dẫn của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER) vào CPIVN trong giai đoạn Q4 2001 đến Q2 2011.
Xu hướng tăng dần của mức độ truyền dẫn được thể hiện rõ ràng qua hình vẽ đối với 02 trường hợp mức độ truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY với PPI và CPI là đại diện chi phí sản xuất của Trung Quốc và mức độ truyền dẫn của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực NEER vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam. Câu hỏi được đặt ra là vì sao ERPT tăng hay các yếu tố nào đã ảnh hưởng đến sự tăng lên ERPT trong giai đoạn từ 2001 đến 2011. Như đã trình bày ở phần 1.2, các yếu ảnh hưởng làm cho ERPT tăng lên có thể là:
- Mặt hàng ngun, nhiên, vật liệu, máy móc thiết bị ln chiếm tỷ trọng lớn
trong cơ cấu các mặt hàng nhập khẩu của Việt Nam trong giai đoạn từ 2001 đến 2012. Bên cạnh đó, trong giai đoạn này, Chính phủ dần thả nổi giá xăng dầu theo cơ chế thị trường vì vậy làm cho giá xăng dầu tăng mạnh trong giai đoạn này, cụ thể so với Q4 2001 giá xăng dầu Q2 2011 đã tăng 344%. Trong
0 0.02 0.04 0.06 0.08 0.1 0.12 0.14 0.16 0.18 0.2 2001Q4 2002Q2 2002Q4 2003Q2 2003Q4 2004Q2 2004Q4 2005Q2 2005Q4 2006Q2 2006Q4 2007Q2 2007Q4 2008Q2 2008Q4 2009Q2 2009Q4 2010Q2 2010Q4 2011Q2 ERPT Neer ERPT Neer
đó khơng ít lần tăng với biên độ lớn và công bố tăng giá một cách đột ngột, đây có thể là nguyên nhân làm tăng mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào giá tiêu dùng. Bên cạnh xăng dầu, cơ chế giá cả của các mặt hàng thiết yếu khác điện, ga,… cũng dần dần hoạt động theo cơ chế thị trường vì vậy cũng góp phần làm mức độ truyền dẫn của tỷ giá gia tăng trong giai đoạn này.
- Nền kinh tế ngày càng mở cửa, giảm dần các loại thuế nhập khẩu cũng như
các rào cản thương mại khác cũng như giảm dần các biện pháp bảo hộ các mặt hàng thiết yếu khi tham gia tổ chức thương mại Thế Giới cũng có thể là nguyên nhân làm cho mức độ truyền dẫn ngày càng tăng.
- Mức độ thâm hụt ngân sách ngày càng tăng, cụ thể theo số liệu tổng cục
thống kê, năm 2000 mức thâm hụt là hơn 18.000 tỷ đồng và hơn 142.000 tỷ đồng vào năm 2009, bên cạnh đó mức cung tiền M2 cũng tăng rất lớn, cụ thể năm 2009 mức cung tiền M2 lớn gấp 9,7 lần so với năm 2000. Chính phủ bù đắp mức thâm hụt này bằng cách phát hành trái phiếu quốc tế với mức lãi suất không hợp lý, ngân hàng Nhà nước lại phát hành tiền để mua lại các khoản nợ. Chính điều này đã góp phần tạo lạm phát cao và qua đó làm tăng mức truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng trong giai đoạn nghiên cứu.
- Bên cạnh đó, các yếu tố về chính sách tiền tệ như: lạm phát cao, mức độ đơ
la hóa của nên kinh tế, mức độ biến động của tỷ giá hay việc tăng lương cơ bản cũng có thể là nguyên nhân làm cho mức độ truyền dẫn của tỷ giá tăng trong giai đoạn này.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 2
Trong dài hạn, bằng mơ hình VECM tác giả đã đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY vào chỉ số giá tiêu dùng CPI của Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2011 là 0,68 và 1,47 tương ứng với CPI và PPI làm đại diện cho chi phí sản xuất của Trung Quốc; mức độ truyền dẫn của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER) vào chỉ số giá tiêu dùng CPI là 0,17. Ta thấy mức truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY vào chỉ số giá tiêu dùng (CPI) (với PPI là chi phí sản xuất của Trung Quốc ) là hồn tồn. Điều này có thể do cơ cấu hàng nhập khẩu từ Trung Quốc chủ yếu là: xăng dầu, nguyên liệu… Giá cả của những hàng hóa này ln chịu ảnh hưởng mạnh khi tỷ giá thay đổi. Bên cạnh đó, có thể do các nhà xuất khẩu Trung Quốc vào Việt Nam khơng yết giá hàng hóa theo VND mà theo các đồng tiền mạnh khác: USD, CNY cũng là nguyên nhân làm cho mức truyền dẫn là hoàn tồn. Trong ngắn hạn, bằng mơ hình ECM tác giả đã đo lường mức độ truyền dẫn trong ngắn hạn của tỷ giá song phương VND/CNY vào chỉ số giá tiêu dùng CPI của Việt Nam là 0,30 và 0,64 tương ứng với CPI và PPI làm đại diện cho chi phí sản xuất của Trung Quốc, mức truyền dẫn của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER) vào chỉ số giá tiêu dùng CPI là 0,16.
Xu hướng biến động của mức độ truyền dẫn trong giai đoạn 2000 - 2011 là tăng dần, nguyên nhân của xu hướng tăng này có thể là do: giá các mặt hàng thiết yếu: xăng dầu, điện… dần dần được thả nổi hoạt động theo cơ chế thị trường, mức độ thâm hụt ngân sách cao, cung tiền M2 tăng, môi trường lạm phát cao cùng với sự biến động của tỷ giá hối đối có thể là những nguyên nhân làm cho mức độ truyền dẫn của tỷ giá vào chỉ số giá tiêu dùng tăng dần trong giai đoạn 2000 – 2011.
CHƯƠNG 3
XÁC ĐỊNH MỨC ĐỘ TÁC ĐỘNG CỦA CÁC YẾU TỐ VĨ MÔ VÀO MỨC ĐỘ TRUYỀN DẪN CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI (ERPT) TẠI VIỆT NAM
TRONG GIAI ĐOẠN 2000 - 2011
Như đã trình bày ở phần trên, có rất nhiều yếu tố có thể ảnh hưởng đến độ lớn của mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) nhưng chỉ dừng lại ở mức định tính. Trong phần nghiên cứu này, tác giả sẽ lượng hóa mức độ tác động của một vài yếu tố vĩ mô nêu trên đối với độ lớn của mức độ truyền dẫn tỷ giá (ERPT) vào chỉ số giá dùng CPI của Việt Nam.
3.1 Mơ hình nghiên cứu
Dựa vào mơ hình nghiên cứu của Ghosh và Rajan (2008), trong nghiên cứu này, tác giả cũng xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn của sự biến động tỷ giá vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam. Các yếu tố ảnh hưởng theo nghiên cứu của Ghosh và Rajan (2008) bao gồm: lạm phát, mức độ biến động của tỷ giá hối đoái, độ mở nền kinh tế và yếu tố khủng hoảng kinh tế. Bên cạnh đó, như đã trình bày ở phần trên 1.2, tác giả cũng muốn xem xét liệu các yếu tố ảnh hưởng khác đến mức độ truyền dẫn của tỷ giá như: độ chênh sản lượng (output gap), mức độ đơ la hóa của nền kinh tế có ảnh hưởng đến độ lớn ERPT ở Việt Nam khơng. Vì vậy, tác giả đã đưa thêm 02 yếu tố này vào mơ hình để xem xét.
Mơ hình cụ thể như sau:
ERPT_PPI hoặc ERPT_CPI hoặc ERPT_NEER = ρ0 + ρ1LPVNt + ρ2LPVNt-1 +
ρ3VEXt-1 + ρ4OPENt + ρ5Gapt + ρ6USDDt + ρ6crisis + εt (11)
- ERPT_PPI, ERPT_CPI, ERPT_NEER: mức độ truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY trong 02 trường hợp PPI, CPI là chi phí sản xuất của Trung Quốc và mức độ truyền dẫn của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER) vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam trong giai đoạn từ Q4 2001 đến Q2 2011.
- LPVN: tỷ lệ lạm phát của Việt Nam được tính bằng chênh lệch của chỉ số giá
tiêu dùng ở kỳ t so với kỳ t – 1.
- VEX: mức độ biến động của tỷ giá hối đoái. Theo Ghosh và Rajan (2008),
VEX được tính theo cơng thức tính độ lệch tiêu chuẩn trung bình trượt như sau:
V =
Nếu số liệu tính theo tháng m = 12, nếu số liệu tính theo quý m = 4. Trong nghiên cứu này, số liệu được tính theo quý nên m = 4.
- OPEN: mức độ mở cửa của nền kinh tế là tỷ số số của tổng giá trị xuất khẩu
và nhập khẩu so với GDP.
- Gap: độ chênh sản lượng (output gap) của nền kinh tế tức mức chênh lệch
giữa sản lượng tiềm năng và sản lượng thực tế. Để tính được mức sản lượng tiềm năng, tác giả sử dụng bộ lọc Hodrick-Prescott Filter trong phần mềm eviews để ước lượng.
- USDD: mức độ đơ la hóa của nền kinh tế được tính bằng tỷ số của tổng số
tiền gửi bằng ngoại tệ tại các ngân hàng so với cung tiền M2 của nền kinh tế.
- Biến giả Crisis: khủng hoảng kinh tế: crisis bằng 1 khi giai đoạn xảy ra
khủng hoảng năm 2008, ngược lại bằng 0.
3.2 Dữ liệu và các bước thực hiện
Trong phần nghiên cứu này, tác giả sử dụng dữ liệu theo quý trong giai đoạn từ Q4 2001 đến Q2 2011. Dữ liệu thu thập chủ yếu từ các nguồn sau:
- Thống kê của quỹ tiền tệ quốc tế IMF: thống kê tài chính (IFS)
- Tổng cục thống kê Việt Nam: GOS
- Chỉ số tài chính và phát triển ngân hàng Châu Á (ADB)
Để xem xét mức độ tác động của các yếu tố vĩ mô đến mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam, tác giả thực hiện các bước sau:.
- Bước 1: kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng hay khơng dùng của
biến theo dãy số thời gian.
- Bước 2: chạy mơ hình hồi quy đa biến để xác định mức độ ảnh hưởng các
yếu tố vĩ mô nêu trên đối với mức độ truyền dẫn.
3.3 Kiểm định nghiệm đơn vị
Tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị riêng lẻ từng biến để xác định thuộc tính dừng của các chuỗi số thời gian của các biến trong mơ hình thực nghiệm. Trong nghiên cứu này tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF và P-P. Kết quả như sau:
Bảng 3.1 Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị các biến trong phương trình 11
ADF 1% 5% 10% Kết quả ERPT_CPI -4.31898 -4.24364 -3.54428 -3.20469 Dừng ERPT_PPI -2.59307 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Không dừng ERPT_NEER -1.68648 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Không dừng LPVN -5.17226 -4.30982 -3.57424 -3.22172 Dừng VEX(VND/CNY) -2.46437 -4.22681 -3.53660 -3.2003 Không dừng
VEX (NEER) -2.32664 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Không dừng
OPEN -2.30163 -4.26273 -3.55297 -3.20964 Không dừng
Gap -2.91048 -4.25287 -3.5484 -3.20709 Không dừng
USDD -3.40910 -4.22681 -3.53660 -3.2003 Dừng ở mức 10%
P-P 1% 5% 10% Kết quả
ERPT_PPI -2.7386 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Không dừng
ERPT_NEER -2.04680 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Không dừng
LPVN -1.59371 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Không dừng
VEX(VND/CNY) -1.77515 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Không dừng
VEX (NEER) -2.34430 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Không dừng
OPEN -5.86086 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Dừng Gap -29.2172 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Dừng USDD -2.46777 -4.21912 -3.53308 -3.19831 Không dừng ADF 1% 5% 10% Kết quả ERPT_CPI -4.03223 -4.26273 -3.55297 -3.20964 Dừng ở mức 5% và 10% ERPT_PPI -5.22579 -4.22681 -3.53660 -3.20032 Dừng ERPT_NEER -5.1329 -4.22681 -3.53660 -3.20032 Dừng LPVN -3.69333 -4.32397 -3.58062 -3.22533 Dừng ở mức 5% và 10% VEX(VND/CNY) -3.86617 -4.22681 -3.53660 -3.20032 Dừng ở mức 5% và 10% VEX (NEER) -6.3212 -4.22681 -3.53660 -3.20032 Dừng OPEN -4.13770 -4.26273 -3.55297 -3.20964 Dừng ở mức 5% và 10% Gap -2.15466 -4.25287 -3.5484 -3.20709 Không dừng USDD -5.26179 -4.24364 -3.54428 -3.20469 Dừng P-P 1% 5% 10% Kết quả ERPT_CPI -6.52140 -4.22681 -3.53660 -3.2003 Dừng ERPT_PPI -5.18713 -4.22681 -3.53660 -3.2003 Dừng ERPT_NEER -5.13296 -4.22681 -3.536601 -3.20032 Dừng LPVN -7.89545 -4.22681 -3.536601 -3.20032 Dừng VEX(VND/CNY) -3.82677 -4.22681 -3.536601 -3.20032 Dừng ở mức 5% và 10% VEX (NEER) -6.35918 -4.22681 -3.536601 -3.20032 Dừng OPEN -34.5701 -4.22681 -3.536601 -3.20032 Dừng Gap -45.1738 -4.22681 -3.536601 -3.20032 Dừng USDD -11.0430 -4.22681 -3.536601 -3.20032 Dừng
Qua bảng kết quả trên cho thấy phần lớn các biến đều là dãy số thời gian không dừng ở chuỗi gốc I(0) ở cả 02 phương pháp ADF và P-P. Nhưng ở chuỗi sai phân bậc 1, khi kiểm định theo phương pháp ADF thì hầu hết các chuỗi số đều dừng ngoại trừ yếu tố GAP, khi kiểm định theo phương pháp P-P thì tất cả các chuỗi số đều là chuỗi dừng.
3.4 Mức độ ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đối với ERPT
Với kết quả kiểm định nghiệm đơn vị như trên, các biến trong mơ hình đều là các biến khơng dừng ở chuỗi gốc và dừng ở chuỗi sai phân bậc 1. Vì vậy, trong mơ hình hồi qui, tác giả sử dụng chuỗi sai phân bậc 1 của các biến. Kết quả mơ hình hồi qui được thể hiện qua bảng bên dưới:
Bảng 3.2 Kết quả các yếu tố ảnh hưởng đến mức độ truyền dẫn5
Method: Generalized Method of Moments
VND/CNY
NEER
PPI_TQ CPI_TQ
Coefficient Prob. Coefficient Prob. Coefficient Prob.
C 0.00142 0.87830 0.00023 0.90960 0.00040 0.84340 gap 0.15335** 0.01690 -0.00299 0.77430 -0.00533 0.55990 LPVN 0.00619 0.15710 -0.00031 0.51390 -0.00017 0.70380 LPVN_1 -0.00621** 0.06380 -0.00094* 0.08200 -0.00064 0.21090 OPEN 0.61213** 0.01980 -0.03186 0.51420 -0.04529 0.28130 USDD 0.04962 0.73250 -0.01740 0.33480 -0.02268 0.33630 VEX(VND/CNY)_1 0.31389 0.73050 0.28010* 0.09030 VEX(NEER)_1 -0.06561 0.14110 CRISIS 0.03414** 0.02760 0.00863*** 0.00040 0.01018*** 0.00000 R-squared 0.17070 0.27246 0.25067 Durbin-Watson stat 1.92372 1.88915 2.00712
***, **, * thê hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10% Kết quả hồi qui cho thấy:
- Yếu tố lạm phát: theo như giải thích ở phần 1.2 lạm phát có mối quan hệ
cùng chiều với mức độ truyền dẫn của tỷ giá. Theo bảng kết quả hồi qui, lạm phát chỉ có mối quan hệ cùng chiều với mức độ truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY với PPI là đại diện chi phí sản xuất Trung Quốc; ngược chiều với mức độ truyền dẫn của tỷ giá VND/CNY trong trường hợp CPI là
chi phí sản xuất Trung Quốc và mức độ truyền dẫn của tỷ giá danh nghĩa hiệu lực NEER. Nhưng tất cả các hệ số hồi quy đều khơng có ý nghĩa thống kê đối với yếu tố này.
- Yếu tố lạm phát ban đầu (Độ trễ của lạm phát): ta thấy 03 trường hợp độ trễ
của lạm phát đều có mối quan hệ nghịch với lạm phát. Điều này có thể hiểu, khi lạm phát cao xảy ra ở kỳ trước, quí trước, Chính phủ hoặc ngân hàng Nhà nước sẽ có các biện pháp để kiềm chế lạm phát do đó ở giai đoạn kế tiếp có thể lạm phát sẽ giảm. Trong 03 trường hợp thì chỉ có ý nghĩa thống kê đối