Dependent Variable: IFL_1 Method: Least Squares
Hệ số tương quan
Kỳ vọng dấu Thống kê t Giá trị P
ERD_2 0.8968 + -2.0311 0.0497** RER Misalighment_1 -1.8128 - 3.6761 0.0008* GDP Gap_1 -0.0188 + -0.5134 0.6108 IFL_1 0.7137 + 2.5824 0.0140* OPEN 0.0456 + 1.3192 0.1954 R Squared 0.5296
Durbin – Watson Stat 1.3913
*,**,*** Thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%
Nguồn: Tính tốn của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu
Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn từ thời gian t tới thời gian t + 3 (trễ 3 tháng) được mô tả ở bảng 4.6. Kết quả hồi quy cho ta thấy sự sụt giảm tỷ giá (ERD), sự sai lệch trong GDP thực và tỷ lệ lạm phát ban đầu là tương quan cùng chiều (tương quan thuận) với lạm phát. Trong khi đó sai lêch trong tỷ giá hối đoái thực (RERMISALIGNMENT) có mối quan hệ nghịch biến với lạm phát, nghĩa là sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực cao sẽ làm cho lạm phát giảm.
Hệ số truyền dẫn của tỷ giá trong giai đoạn này là 0,6281 nghĩa là tỷ giá hối đoái sụt giảm 10% thì làm cho lạm phát tăng 6,281%. Điều này là phù hợp với diễn biến tình trạng lạm phát và phá giá đồng tiền ở Việt Nam. Trong tình trạng khủng hoảng kinh tế, Việt Nam đã liên tục phá giá tiền đồng để đẩy mạnh xuất khẩu và khôi phục sản xuất trong nước. Ngân hàng nhà nước đã liên tục phá giá tiền đồng với biên độ lớn trong giai đoạn nghiên cứu này và kết quả là lạm phát Việt Nam luôn tăng cao và hiện nay vẫn đang duy trì ở mức 2 con số.
Kết quả ước lượng cũng chỉ ra rằng, độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực tác động tới lạm phát còn cao hơn sụt giảm tỷ giá. Nếu sai lệch tỷ giá hối đoái thực tăng 10% thì sẽ làm
lạm phát giảm 6,7%. Ngồi ra bảng 4.6 cũng cho thấy rằng Độ lệch GDP tác động tới lạm phát rất thấp (0,059), trong khi đó thì mức độ lạm phát ban đầu tác động tới lạm phát ở mức cao hơn với hệ số truyền dẫn là 0,42 nghĩa là lạm phát ban đầu tăng 10% thì lạm phát trong giai đoạn sau sẽ tăng 4,2%. Điều này hàm ý rằng nếu tỷ lệ lạm phát ban đầu là cao Ngân hàng nhà nước, Chính phủ sẽ có biện pháp kiềm chế lạm phát nên lạm phát trong giai đoạn sau sẽ giảm. Với độ trễ là 3 tháng (t tới t + 3) bài nghiên cứu ko tìm ra được tác động của độ mở cửa của nền kinh tế tới lạm phát.
Trong giai đoạn t tới t + 6 (trễ 6 tháng) kết quả ước lượng (bảng 4.7) đã tìm thấy tác động của độ mở cửa của nền kinh tế đến lạm phát với hệ số truyền dẫn là 0,0972 nghĩa là nếu độ mở cửa của nền kinh tế tăng 10% thì lạm phát sẽ tăng 0,972%. Ngồi ra độ hệ số truyền dẫn từ độ lệch GDP (GDP gap) đến lạm phát cũng tăng lên từ 0,059 trong giai đoạn t tới t + 3 đã tăng lên 0,0705 trong thời gian t đến t + 6. Trong giai đoạn này, kết quả nghiên cứu khơng tìm thấy tác động của độ sụt giảm tỷ giá (ERD), sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực (RER Misalighment) và làm phát ban đầu (IFL) tới lạm phát. Trong giai đoạn t đến t + 9 (trễ 9 tháng) và giai đoạn t đến t + 12 (trễ 12 tháng) kết quả ước lượng (bảng 4.8 và 4.9) cho thấy độ sụt giảm tỷ giá tác với lạm phát với hệ truyền dẫn lần lượt là 1,4 và 0,8968. Điều này có nghĩa là nếu tỷ giả sụt giảm 10% thì lạm phát sẽ tăng 14% trong giai đoạn t đến t + 9 và 8,9% trong giai đoạn t đến t + 12. Mức độ truyền dẫn của sự sụt giảm tỷ giá đạt cực đại (1,4) ở giai đoạn t đến t + 9 (trễ 9 tháng). Độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực tác động lạm phát với hệ số truyền dẫn lần lượt là 1,2628 và 1,8128. Như vậy độ sai lệch tỳ giá hối đoái thực tác động cực đại (1,8128) tới lạm phát trong thời gian t đến t + 12 (trễ 12 tháng).
Hệ số truyền dẫn của lạm phát ban đầu (IFL) đầu tăng từ 0,4208 trong thời gian từ t đến t + 3 lên 0,454 trong thời gian t đến t + 9 và đạt giá trị cực đại 0,7173 trong thời gian t + 12 (bảng 4.8 và 4.9) .
Hệ số truyền dẫn của độ mở cửa của nền kinh tới lạm phát giảm dần từ 0.0972 trong giai đoạn t đến t + 6 tới 0,0866 trong giai đoạn t đến t + 9. Với độ trễ 12 tháng (t đến t + 12) bài nghiên cứu khơng tìm ra được tác động của độ mở cửa nền kinh tế tới lạm phát (bảng 4.8 và 4.9) .
Hê số truyền dẫn của độ sai lệch GDP (GDP gap) tới lạm phát tăng dần từ 0,0598 trong giai đoạn t đến t + 3 lên 0,0705 trong giai đoạn t đến t + 6 và đạt giá trị cực đại 0.0728 trong giai đoạn t đến t + 9. Trong giai đoạn t đến t + 12 bài nghiên cứu không tìm thấy được tác động của GDP gap tới lạm phát.
4.5 Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo
Luận văn tập trung nghiên cứu “Cơ chế truyền dẫn từ việc sụt giảm tỷ giá đến lạm
phát” nên có nhiều hạn chế như:
• Lạm phát tác động bởi rất nhiều yếu tố trong nền kinh tế nhưng Luận văn chỉ xem xét một số yếu tố chính như: độ sụt giảm tỷ giá, lạm phát ban đầu, sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực, sai lệch trong GDP, độ mở cửa của nền kinh tế. Luận văn chưa phản ảnh được tất cả các yếu tố tác động tới lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu.
• Lạm phát trong Luận văn chỉ được tác giả tính tốn dựa trên chỉ số giá CPI trong khi đó lạm phát cịn có thể được tính theo GDP điều chỉnh (GDP Deflator).
• Tỷ giá được tính trong Luận văn này là tỷ giá song phương giữa VNĐ và USD. • Thời gian nghiên cứu ngắn từ 2000Q1 đến 2011Q4, dữ liệu nghiên cứu được
thu thâp từ các nguồn khác nhau như GSO, IMF, WB, ADB … nên có nhiều sai số, khơng đồng nhất có thể tạo ra những sai sót trong q trình phân tích, đánh giá, chạy mơ hình đưa ra kết quả nghiên cứu.
Hướng nghiên cứu tiếp theo:
• Xem xét đưa thêm các biến như: yếu tố cung tiền, lãi suất, dòng vốn FDI .. để có thể xây dựng được mơ hình nghiên cứu được tốt hơn.
• Tỷ giả là tỷ giá đa phương, lạm phát có thể tính theo GDP điều chỉnh (GDP Deflator).
• Kéo dài thời gian nghiên cứu sẽ cho kết qua nghiên cứu và độ tin cậy của mơ hình cao hơn trong giai đoạn ngắn như hiện nay.
KẾT LUẬN CHƯƠNG 4
Sử dụng mơ hình ước tính hệ số truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá sang lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2011 theo mơ hình tương tự như mơ hình Ilan Goldfajn và
Sergio R.C. Werlang (1998) đã sử dụng. Kết quả nghiên cứu cho thấy:
Độ sụt giảm tỷ giá (ERD): tương quan cùng chiều (tương quan thuận) với lạm phát và hệ số truyền dẫn đạt giá trị cực đại trong giai đoạn t tới t + 9. Điều này hàm ý rằng nếu phá giá đồng tiền tại thời gian t thì sau 9 tháng sau (t + 9) việc sụt giảm tỷ giá này sẽ tác động đến lạm phát là cực đại. Kết quả nghiên cứu khơng tìm thấy mối quan hệ giữa độ sụt giảm tỷ giá và lạm phát trong giai đoạn t tới t + 6.
Sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực (RER Misalighment): tương quan trái chiều với
lạm phát (tương quan nghịch). Hệ số truyền dẫn tăng dần và đạt giá trị cực đại tại thời gian t đến t + 12.
Sai lệch trong GDP (GDP gap): tương quan cùng chiều với lạm phát (tương quan
thuận). Hệ số truyền dẫn tăng dần và đạt giá trị cực đại tại thời gian t đến t + 9. Bài
nghiên cứu khơng tìm thấy tác động của GDP gap tới lạm phát trong giai đoạn t đến t +12.
Lạm phát ban đầu: tương quan cùng chiều với lạm phát. Hệ số truyền dẫn tăng dần
khi độ trễ tăng và đạt giá trị cực đại ở thời gian t đến t + 12.
Độ mở cửa của nền kinh tế: trong giai đoạn t đến t + 3 và giai đoạn t đến t + 12 kết quả nghiên cứu khơng tìm ra mối quan hệ giữa độ mở cửa của nền kinh tế tới lạm phát. Hệ số truyền dẫn của độ mở cửa nền kinh tế tới lạm phát thấp và đạt giá trị cực đại trong giai đoạn t tới t + 6 sau đó giảm trong giai đoạn t tới t +9.
T
TÀÀII LLIIỆỆUU TTHHAAMM KKHHẢẢOO
TIẾNG VIỆT
PGS.TS. Trần Ngọc Thơ, TS nguyễn Ngọc Định, (2005), Tài Chính Quốc Tế, NXB Thống Kê, Tp.HCM.
Nguyễn Hoài Bảo, 2008, “Phân tích nhân tố tác động lên lạm phát của Việt Nam giai đoạn 1995 - 2007 bằng mơ hình P-Star”, NXB Thống Kê, Tp.HCM..
Phan Thị Cúc, 2008, “Diễn biến lạm phát tại Việt Nam và Giải pháp kiềm chế linh hoạt”, Khoa Tài Chính Ngân Hàng - Trường Đại Học Cơng Nghiệp Tp.HCM.
Phan Thah Hoàn, Nguyễn Đăng Hào, 2007, “Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán cân thương mại Việt Nam thời kỳ 1995 – 2004”, Tạp chí khoa học - Đại học huế - Số
43 – 2007.
Hà Quỳnh Hoa, 2008, “Cầu về tiền và hệ quả đối với chính sách tiền tệ ở Việt Nam”.
Trường Đại Học Kinh Tế Quốc Dân.
Nguyễn Thị Thu Hằng, Đinh Tuấn Minh, Tô Trung Thành, Lê Hồng Giang, Phạm Văn Hà, 2010, “Lựa chọn chính sách tỷ giá trong bối cảnh phục hồi kinh tế”. Vietnam centrer for economic and policy research.
TIẾNG ANH
Siaw Frimpong, Anokye M. Adam, 2009, “Exchange Rate Pass – Through in Ghana”.
International Business Research.
Zsolt Darvas, 2001, “Exchange rate pass – through and real exchange rate in EU candidate countries. Economic Research Centre of the Deutsche Bundesbank.
Takatoshi Ito, 2007, “The Role of Exchange Rate in Inflation Targeting”. University of
Tokyo.
Bui Thi Kim Thanh, 2008, “Inflation in Viet Nam over the period 1990 – 2007”.
Jayant Menon, 1995, “ Exchange rate pass – through”. Centre of Policy Studies and The IMPACT Project, Monash University.
Takatoshi Ito, Yuri N. Sasaki and Kiyotaka Sato, 2007, “Exchange Rate Changes and Inflation in Post – Crisis Asian Economies: VAR Analysis of the Exchange Rate Pass - Through”. The Research Institute of Economy, Trade and Industry.
Agnès Belaisch, Ranjit S. Teja, 2003, “Exchange rate Pass – Through in Bazil”. IMF Working Paper.
Michele Ca’Zorzi, Elke Hahn and Marcelo Sánchez, 2007, “Exchange rate Pass – Through in emerging markets”. European Central Bank.
NGUYEN Dinh Minh Anh, TRAN Mai Anh and VO Tri Thanh, 2010, “Exchange rate Pass – Through into Inflation in Viet Nam: An Assessment using vector autoregression approach”. Published on Vietnam Economic Management Review.
Aliyu, Shehu Usman Rano; Yakub, Ma'aji Umar; Sanni, Ganiyu Kayode and Duke, Omolara, 2009, “Exchange rate Pass – Through in Nigeria: Evidence from a Vector Error Correcrtion Model”. Bayero Univeristy Kano, Central Bank of Nigeria, Abuja. Carlos Noton Norambuena, 2001, “The Pass – Through from depreciation to inflation: Chile 1986 – 2001”. Department of Economics, University of Chile.
Ilan Goldfajn and Sergio R.C. Werlang, “The Pass – Through from depreciation to inflation: A Panel Study”. Banco Central de Brasil Working Paper No. 5
José Manuel Campa and Linda S. Goldberg, 2002, “Exchange rate Pass – Through into Import Prices: A macro or micro phenomenon”. National Bureau of Economic Research.
Carlos José García and Jorge Enrique Restrepo, 2001, “Price inflation and exchange rate Pass –Through in Chile”. Central Bank of Chile.
ITO Takatoshi, SASAKI N. Yuri and SATO Kiyotaka, “Pass-Through of Exchange Rate Changes and Macroeconomic Shocks to Domestic Inflation in East Asian Countries” . The Research Institute of Economic, Trade and Industry.
Michael B. Devereux and James Yetman, 2002, “Price setting and Exchange rate Pass – Through: Theory and Evidence”. Hong Kong Institute for Monetary Research.
Takatoshi Ito, 2007, “The Role of Exchange Rate in Inflation Targeting”. University of
Tokyo.
VO Van Minh, 2009, “Exchange rate Pass – Through and its implications for inflation in Vietnam”. Vietnam Development Forum.
Nguyen Thi Thu Hang, Nguyen Duc Thanh, 2010, “Macroeconomic Determinants of Vietnam’s Inflation 2000-2010: Evidence and Analysis”. Vietnam centre for economic
and policy research.
Eric O’N Fisher, 1987, “A model of Exchange rate Pass – Through”. International Finance Discussion Papers.
Joseph E. Gagnon and Jane Ihrig, 2001, “Monetary policy and Exchange rate Pass – Through”. Board of Governors of the Federal Reserve System International Finance Discussion Papers.
Jonathan McCarthy, 1999, “Pass – Through of Exchage rates and import prices to domestic inflation in some industrialised economies”. BIS Working Papes.
PHỤ LỤC
Phụ lục I – Công thức tính chỉ số giá
Lạm phát là sự tăng lên của chỉ số giá của giai đoạn này so với giai đoạn trước đó. Để tính tốn chỉ số giá (giả sử của một năm t bất kỳ), có 3 cách tính như sau:
Cách 1: Chỉ số giá tiêu dùng (consumer price index – Viết tắt là CPI) 345 = ∑ 6;< 78 97:
∑ 6;< 7: 97: x 100 Cách 2: Chỉ số giá GDP điều chỉnh (GDP deflator)
@ABCDEF = ∑ 6;< 78 978
∑ 6;< 7:9 678 x 100
Cách 3: Chỉ số giá dây chuyền (hay còn gọi là chỉ số giá Fisher – Fisher Index) G$%ℎ!I 4(J!x5 = K∑ 6;< 78 97:
∑ 6;< 7: 97: x ∑ 6;< 78 978
Phụ lục II – Tóm tắt về kiểm định ADF
Vì những lý do lý thuyết và thực tiễn, kiểm định ADF thường lần lượt tiến hành các phương trình hồi quy chuỗi thời gian theo ba dạng (Gujarati, 2003). Giả sử, chúng ta có dữ liệu chuỗi thời gian Yt và cần kiểm định tính dừng (stationary), hay cịn gọi là có gặp vấn đề nghiệm đơn vị (unit root) hay khơng. Khi đó các dạng hồi quy kiểm định là:
Thứ nhất, là tiến hành một hồi quy trong đó khơng có hằng số (constant) và khơng có
biến xu thế (trend). Trong Luận văn, tác giả ký hiệu loại hồi quy này là N (none) với phương trình hồi quy bên dưới:
Yt = δYt – 1 + ut
Thứ hai, tiến hành kiểm định trên một phương trình hồi quy có hằng số (hệ số trục tung) nhưng khơng có biến xu thế. Trong Luận văn, tác giả ký hiệu loại hồi quy kiểm định này là C (Constant) với phương trình hồi quy bên dưới:
Yt = α + δYt – 1 + ut
Thứ ba, là kiểm định tính dừng trên một phương trình hồi quy có đầy đủ hằng số và
biến xu thế. Ký hiệu sử dụng cho tình huống này là T (trend) với phương trình hồi quy như bên dưới:
Yt = α + βT + δYt – 1 + ut Trong tất cả các kiểm định trên giả thuyết H0 và H1 là: H0: δ = 0; H1: δ ≠ 0
Nếu t* > 0 giá trị tới hạn ADF (ADF critical value) thì chấp nhận H0 và Yt là chuỗi khơng dừng (có nghiệm đơn vị); ngược lại nếu t* < giá trị tới hạn ADF thì bát bỏ H0 và kết luận Yt là chuỗi dừng (không bị nghiệm đơn vị)
Phụ lục III – Kết quả kiểm định tính dừng ADF các biến
Kết quả kiểm định tính dừng của biến lạm phát (IFL). Kết quả kiểm định ADF ở bảng cho thấy chuỗi IFL là không dừng.
Null Hypothesis: IFL has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic 2.882100 1.0000 Test critical values: 1% level -3.584743
5% level -2.928142 10% level -2.602225 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(IFL)
Method: Least Squares Date: 10/02/12 Time: 13:27 Sample (adjusted): 2000Q4 2011Q4 Included observations: 45 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. IFL(-1) 0.039392 0.013668 2.882100 0.0063 D(IFL(-1)) 0.728683 0.144298 5.049860 0.0000 D(IFL(-2)) -0.530258 0.149488 -3.547161 0.0010 C -2.985140 1.699513 -1.756468 0.0865 R-squared 0.580315 Mean dependent var 3.567655 Adjusted R-squared 0.549607 S.D. dependent var 4.220669 S.E. of regression 2.832547 Akaike info criterion 5.004917 Sum squared resid 328.9563 Schwarz criterion 5.165510 Log likelihood -108.6106 Hannan-Quinn criter. 5.064784 F-statistic 18.89748 Durbin-Watson stat 2.012168 Prob(F-statistic) 0.000000
Kết quả kiểm định tính dừng của biến lạm phát (IFL) ở sai phân bậc 1. Kết quả kiểm định ADF ở bảng cho thấy chuỗi IFL là dừng ở sai phân bậc 1 – I(1).
Null Hypothesis: D(IFL) has a unit root Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.930453 0.0039 Test critical values: 1% level -3.584743
5% level -2.928142 10% level -2.602225 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(IFL,2)
Method: Least Squares Date: 10/02/12 Time: 13:28 Sample (adjusted): 2000Q4 2011Q4 Included observations: 45 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(IFL(-1)) -0.463642 0.117961 -3.930453 0.0003 D(IFL(-1),2) 0.340192 0.145357 2.340395 0.0241 C 1.639390 0.606855 2.701453 0.0099 R-squared 0.277808 Mean dependent var 0.097915 Adjusted R-squared 0.243418 S.D. dependent var 3.528390 S.E. of regression 3.069055 Akaike info criterion 5.144957 Sum squared resid 395.6021 Schwarz criterion 5.265401 Log likelihood -112.7615 Hannan-Quinn criter. 5.189857 F-statistic 8.078141 Durbin-Watson stat 1.898088 Prob(F-statistic) 0.001076
Kết quả kiểm định tính dừng của biến sụt giảm tỷ giá (ERD). Kết quả kiểm định ADF