2.2. Mô hình nghiên cứu
2.2.3.5. Phản ứng xung tổng thể (general impulse responses –GIRFs)từ mô hình
Tác giả lần lượt thực hiện phân tích phản ứng xung tổng thể đối với cú sốc tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực có đặc điểm như sau :
- z=1. Độ lớn bằng 0.5 (sd) độ lệch chuẩn, tác động tích cực (positive) ở chế độ 1 (regime 1).
- z=2. Độ lớn bằng 0.5(sd) độ lệch chuẩn, tác động tiêu cực (negative) ở chế độ 1(regime 1).
-3
x 10
Nominal exchange effective rate0.04 Output gap 0.2 Inflation 0.04IR Deposit
15 0.03 0.02 0 0.02 0 10 Negative shock Size: 0.5 sd 5 0.01 -0.2 -0.02 0 -0.04 -0.4 -0.01 -0.06 -0.02 0 -0.6 -0.08 -0.03 -0.8 -0.1 -5 -0.04 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 Regime 1 Regime 2 -3 x 10 0.04 0.2 0.04 15 0.03 0.02 0 0.02 0 10
Negative shock Size: 1.5 sd
5 -0.2 0.01 -0.02 0 -0.04 -0.4 -0.01 -0.06 -0.02 -0.6 0 -0.08 -0.03 -0.8 -0.1 -5 -0.04 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 -3 x 10
Nominal exchange effective rate 0.04
0.03 Output gap 0.2 Inflation 0.04 IR Deposit
15
Positive shock Size: 0.5 sd 0.02
0 0.02 0 10 0.01 -0.2 -0.02 0 5 -0.4 -0.04 -0.01 -0.06 -0.02 -0.6 0 -0.08 -0.03 -0.8 -0.1 -5 -0.04 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 Shock: NEER -3 x 10 0.04 0.2 0.04 15 0.03 0.02 0 0.02 0 10
Positive shock Size: 1.5 sd 0.01 -0.2 -0.02 0 5 -0.4 -0.04 -0.01 -0.06 -0.6 0 -0.02 -0.08 -0.03 -0.8 -0.1 -5 -0.04 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35 5 10 15 20 25 30 35
Hình 2.10: TVAR – Phản ứng xung tổng thể (GIRFs) của Output gap,
Inflation, IR Deposit, NEER đối với cú sốc của NEER.
- z=3. Độ lớn bằng 1.5(sd) độ lệch chuẩn, tác động tích cực (positive) ở chế độ 1(regime 1)
- z=4. Độ lớn bằng 1.5(sd) độ lệch chuẩn, tác động tiêu cực (negative) ở chế độ 1(regime 1).
- z=5. Độ lớn bằng 0.5(sd) độ lệch chuẩn, tác động tích cực (positive) ở chế độ 2(regime 2).
- z=6. Độ lớn bằng 0.5(sd) độ lệch chuẩn, tác động tiêu cực (negative) ở chế độ 2(regime 2).
- z=7. Độ lớn bằng 1.5(sd) độ lệch chuẩn, tác động tích cực (positive) ở chế độ 2(regime 2).
- z=8. Độ lớn bằng 1.5(sd) độ lệch chuẩn, tác động tiêu cực (negative) ở chế độ 2(regime 2).
Để thực hiện so sánh các kết quả GIRFs đối với 8 hình thức khác nhau của các cú sốc như đã nêu trên, tác giả chuẩn hóa các GIRFs như sau: GIRFs đối với các cú sốc
0.5 độ lệch chuẩn được nhân bởi 2 và GIRFs đối với các cú sốc 1.5 độ lệch chuẩn được chia bởi 1.5 để đạt được sự so sánh với GIRFs tương ứng với các cú sốc 1 độ lệch chuẩn, và GIRFs đối với các cú sốc tiêu cực đã được nhân bởi -1.
Hình 2.10 cho thấy rằng mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu
lực qua 8 hình thức như trên đến khe hở sản lượng, tỷ lệ lạm phát, lãi suất tiền gửi kì hạn 1 năm thống kê theo tháng và tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực có đặc điểm chung là thấp và ổn định hơn ở chế độ lạm phát thấp (regime1) so với chế độ lạm phát cao (regime 2), tương tự như trong trường hợp cú sốc tích cực của 1 đơn vị độ lệch chuẩn đã thể hiện ở hình 2.9. Mặc khác, tồn tại tính bất đối
xứng của các GIRFs khi mà độ lớn của GIRFs đối với cú sốc tích cực 1.5sd khơng bằng với GIRFs đối với cú sốc tiêu cực 1.5sd và kết quả tương tự cho sự so sánh GIRFs giữa cú sốc tích cực 0.5sd và cú sốc tiêu cực 0.5sd. Kết quả này ủng hộ cho lập luận ở phần lý thuyết là GIRFs của mơ hình TVAR khơng có đặc điểm đối xứng như OIRFs của mơ hình VAR.
Giả thuyết H0: Khơng có sự khác biệt giữa GIRFs phi tuyến và OIRFs tuyến tính.
Bảng 2.5: Giá trị xác xuất p_value thỏa mãn điều kiện: |GIRFs – OIRFs|simulated
> |GIRFs – OIRFs|statistic Case z =1 z=2 z=3 z=4 z=5 z=6 z=7 z=8 NEER 5.04%* 92.09% 15.11% 40.29% 75.54% 33.09% 57.55% 35.97% Output gap 66.91% 87.77% 75.54% 67.63% 71.94% 25.90% 76.98% 43.88% Inflation 41.73% 28.78% 31.65% 26.62% 6.47%* 5.76%* 5.04%* 4.32%** IR Deposit 55.40% 56.83% 40.29% 48.20% 10.79% 8.63%* 10.79% 2.88%**
Nguồn: Kết quả tính tốn từ phần mềm Matlab tác giả thực hiện.
Ghi chú: Dấu * , ** lần lượt thể hiện mức ý nghĩa 10% và 5%.
Tác giả nhận thấy rằng GIRFs phi tuyến từ mơ hình TVAR khác biệt với OIRFs tuyến tính từ mơ hình VAR xảy ra ở các trường hợp cụ thể của các biến như sau:
- Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực (NEER): trường hợp z=1 tức là cú sốc tích cực 0.5 đơn vị độ lệch chuẩn của tỷ giá hối đoái hiệu lực truyền dẫn ở chế độ tỷ lệ lạm phát thấp, tại mức ý nghĩa bác bỏ giả thuyết H0 là 10%.
- Tỷ lệ lạm phát (Inflation): trường hợp z=5, z =6, z=7, z=8 bác bỏ giả thuyết H0 lần lượt 10%, 10%, 10% và 5% với các cú sốc có độ lớn 0.5sd và 1.5 sd của tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực tác động tích cực và tiêu cực ở chế độ lạm phát cao.
- Lãi suất tiền gửi kì hạn 1 năm thống kê theo tháng (IR Deposit): trường hợp z =6, , z=8 bác bỏ giả thuyết H0 lần lượt 10% và 5% với các cú sốc có độ lớn 0.5sd và 1.5 sd của tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực tác động tiêu cực ở chế độ lạm phát cao. 2.2.3.7.Xác suất chuyển đổi của 2 chế độ tỷ lệ lạm phát cao và thấp
Trong trường hợp này, tác giả xem xét lần lượt các cú sốc khác nhau của NEER, Output gap, tỷ lệ lạm phát và lãi suất tiền gửi kì hạn 1 năm thống kê theo tháng truyền dẫn đến tỷ lệ lạm phát, sau đó tính tốn xác xuất tỷ lệ lạm phát chuyển dịch từ chế độ lạm phát thấp (R1) đến chế độ lạm phát cao (R2) và ngược lại.
- Với tỷ giá hối đối danh nghĩa hiệu lực (NEER): Cú sốc tích cực 1.5 đơn vị độ lệch chuẩn của NEER có xác xuất cao nhất xấp xỉ 20% khả năng làm tỷ lệ lạm phát chuyển dịch từ chế độ 1 sang chế độ 2, và xấp xỉ 38% khả năng làm tỷ lệ lạm phát chuyển dịch từ chế độ 2 sang chế độ 1. Như vậy, các cú sốc của tỷ giá hối đối danh nghĩa hiệu lực đóng vai trị khơng rõ ràng trong việc điều chỉnh tỷ lệ lạm phát.
- Với khe hở sản lượng (Output gap): các cú sốc của khe hở sản lượng có xác xuất thấp xấp xỉ 10% khả năng làm dịch chuyển tỷ lệ lạm phát từ R1 sang R2 và R2 sang R1, đóng vai trị khơng cao trong việc điều chỉnh tỷ lệ lạm phát.
- Với tỷ lệ lạm phát: Cú sốc tích cực 1.5 đơn vị độ lệch chuẩn có xác suất cao nhất xấp xỉ 58% khả năng làm tỷ lệ lạm phát chuyển từ chế độ 1 sang chế độ 2. Cú sốc tiêu cực 1.5 đơn vị độ lệch chuẩn có xác suất cao nhất xấp xỉ 64% khả năng làm tỷ lệ lạm phát chuyển từ chế độ 2 sang chế độ 1. Do đó, cú sốc tích cực 1.5 đơn vị độ lệch chuẩn và cú sốc tiêu cực 1.5 đơn vị độ lệch chuẩn đóng vai trị quan trọng trong việc điều chỉnh tỷ lệ lạm phát.
- Với lãi suất tiền gửi kì hạn 1 năm thống kê theo tháng : Cú sốc tiêu cực 1.5 đơn vị độ lệch chuẩn có xác suất cao nhất xấp xỉ 20% khả năng làm tỷ lệ lạm phát chuyển từ chế độ 1 sang chế độ 2. Cú sốc tích cực 1.5 đơn vị độ lệch chuẩn có xác suất cao nhất xấp xỉ 30% khả năng làm tỷ lệ lạm phát chuyển từ chế độ 2 sang chế độ 1. Do đó, cú sốc tích cực 1.5 đơn vị độ lệch chuẩn và cú sốc tiêu cực 1.5 đơn vị độ lệch chuẩn có vai trị trong việc điều chỉnh tỷ lệ lạm phát.
Bên cạnh đó, với cú sốc zero shock được xem xét cho thấy xác xuất để tỷ lạm phát thay đổi từ chế độ R1 sang chế độ R2 và ngược lại là rất thấp, điều này ngụ ý rằng, một khi chúng ta giả định khơng có các cú sốc tại thời điểm 0 ảnh hưởng đến tỷ lệ lạm phát thì tỷ lệ lạm phát sẽ thay đổi theo kì vọng từ các dữ liệu lịch sử của tỷ lệ lạm phát, nhưng sự kỳ vọng về tỷ lệ lạm phát là ổn định trong từng trường hợp tỷ lệ lạm phát đang ở chế độ lạm phát cao (> 0.894%) và chế độ lạm phát thấp (≤ 0.894%).
Shock: IR Deposit Shock: Nominal exchange effective rate Shock: Output gap Shock: Inflation
0.6 0.6 0.6 0.6 0.4 0.4 0.4 0.4 R2 R1 0.2 0.2 0.2 0.2 0 0 0 0 0 2 4 6 8 10 12 0 2 4 6 8 10 12 0 2 4 6 8 10 12 0 2 4 6 8 10 12 0.6 0.6 0.6 0.6 R2 R1 0.4 0.4 0.4 0.4 0.2 0.2 0.2 0.2 0 0 0 0 0 2 4 6 8 10 12 0 2 4 6 8 10 12 0 2 4 6 8 10 12 0 2 4 6 8 10 12
Positive shock, size: 0.5 sd Positive shock, size: 1.5 sd Negative shock, size: 0.5 sd Negative shock, size: 1.5 sd
Zero shock
63
Hình 2.11: Xác suất chuyển đổi từ chế độ lạm phát cao (R2) sang chế độ lạm phát thấp (R1) và ngược lại.
64
CHƢƠNG 3: KẾT LUẬN
Các nghiên cứu về truyền dẫn tỷ giá hối đối với mơ hình phi tuyến gần đây đã được áp dụng nhằm khắc phục những vấn đề mà mơ hình tuyến tính khơng giải quyết được. Al-Abri và Goodwin (2009) cho thấy rằng các cấp độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đã được cải thiện trong các nghiên cứu trước đây từ khi ngưỡng được phát hiện. Ứng dụng mơ hình TVAR là cần thiết để có cơ sở so sánh đánh giá với mơ hình VAR thơng qua các kết quả thu được từ vấn đề truyền dẫn tỷ giá hối đoái ở Việt Nam trong khoảng thời gian từ tháng 2 năm 2000 đến tháng 6 năm 2011.
Tác giả tìm thấy 2 giá trị ngưỡng của tỷ lệ lạm phát là 0.226% và 0.849% cao hơn 2 giá trị ngưỡng 0.171% và 0.789% trong bài nghiên cứu của Abdul Aleem, Amine Lahiani (2014). Mức độ truyền dẫn của tỷ giá giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực với các cú sốc khác nhau được xem xét trong bài nghiên cứu cho thấy trong chế độ lạm phát cao (>0.894%) lớn hơn với chế độ lạm phát thấp (≤ 0.226%) và chế độ vừa phải (0.226%<inft-1≤ 0.894%). Kết quả này ủng hộ cho lập luận của Taylor (2000) cũng như các kết quả của các bài nghiên cứu đã được trình trong phần review ở trên. Mặc khác, bài nghiên cứu cũng cho thấy bằng chứng tồn tại sự khác biệt giữa GIRFs phi tuyến của mơ hình TVAR có 2 chế độ với OIRFs tuyến tính của mơ hình VAR trong một số trường hợp như đã nêu ở mục 2.2.3.6 ; và tính bất đối xứng của các cú sốc đối lập nhau trong GIRFs. Nhìn chung, Lãi suất tiền gửi kì hạn 1 năm thống kê theo tháng thể hiện lãi suất là cơng cụ của chính sách tiền tệ được sử dụng trong điều chỉnh lạm phát, bên cạnh đó các cú sốc lớn (độ lớn bằng 1.5sd) của tỷ lệ lạm phát đóng vai trị quan trọng trong thay đổi của tỷ lệ lạm phát qua lại giữa 2 chế độ lạm phát cao và thấp, trong khi đó cú sốc tích cực có độ lớn bằng 1.5sd của tỷ giá hối đối danh nghĩa hiệu lực có tác động rõ hơn trong việc làm giảm tỷ lệ lạm phát từ chế độ lạm phát cao xuống chế độ lạm phát thấp.
Thời gian nghiên cứu từ tháng 2 năm 2000 đến tháng 6 năm 2011 với số lượng quan sát là 137 là không nhiều, cũng như những hạn chế của chỉ tiêu Sản lượng công nghiệp khi làm biến đại diện sản lượng của nền kinh tế nên cũng ảnh hưởng
đến kết quả của bài nghiên cứu. Bài nghiên cứu chọn mơ hình tốt nhất là TVAR có 3 chế độ nhưng tác giả gặp các vấn đề khó khăn trong việc xây dựng cho hàm phản ứng xung tổng thể phi tuyến cho nó, mà thay vào đó tác giả đã xây dựng hàm phản ứng xung tuyến tính theo mơ hình VAR. Bên cạnh đó, nghiên cứu cũng cịn hạn chế khi chưa đưa thêm các biến ngoại sinh như : Giá dầu thế giới, giá gạo thế giới, lãi suất cơ bản của Mỹ.... vào mơ hình TVAR. Tác giả cho rằng những vấn đề đó cần được kể đến trong các nghiên cứu tiếp theo.
DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO Danh mục tài liệu tham khảo Tiếng Việt
Nguyễn Thị Ngọc Trang và Lục Văn Cương, 2012. Sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái vào các mức giá tại Việt Nam. Tạp chí Phát Triển và Hội Nhập, Số 7(17), Trang 7-13.
Trần Ngọc Thơ và cộng sự, 2013. Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam. Đề tài nghiên cứu khoa học- mã số: CS-2013-21. Đại học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí Minh.
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định, 2011. Tài chính quốc tế. Đại học Kinh Tế Thành phố Hồ Chí Minh.
Danh mục tài liệu tham khảo Tiếng Anh
Abdul Aleem, Amine Lahiani, 2014. A threshold vector autoregression model of exchange rate pass-through in Mexico. Research in International Business and Finance 30, 24– 33
Ana Beatriz C. Galvão, 2003. Multivariate Threshold Model: TVARs and TVECMs. Brazilian Review of Econometrics.
Anne – Laure Delatte, Antonia López – Villavicencio, 2011. Asymmetric exchange rate pass – through: Eviden from major countries. Journal of Macroeconomics 34, 833-844.
Armando Baqueiro, Alejandro Díaz de León and Alberto Torres, 2003. Fear of floating or fear of inflation? The role of the exchange rate pass-through. BIS papers
No.19.Monetary and Economic Department, Bank for International Settlements.
Daniel Leigh and Marco Rossi , 2002. Exchange rate pass-through in Turkey.
Ehsan U. Choudhi và Dalia S. Hakura, 2001. Exchange rate pass-through to domestic prices: Does the inflationary environment matter? IMF Working Paper.
Gary Koop, M. Hashem Pesaran, Simon M. Potter, 1996. Impulse response analysis in nonlinear multivariate models. Journal of Econometrics.
Goldberg, P.K. and Knetter M.M , 1996. Good Prices and Exchange rates: What have we learned?. NEBR Working Paper No.5862.
Jonathan Mc Carthy, 2007. Pass-through of exchange rates and import prices to domestic inflation in some industrialized economies. Eastern Economic Journal, Vol.33, No.4.
Josip, Petra, 2009. Threshold Autoregressive model of exchange rate pass- through effect: the case of Croatia. Eastern European Economics 47, 43-59.
Juha Junttila, Marko Korhonen, 2011. The role of inflation regime in the exchange rate pass- through to import prices. International Review of Economics and Finance 24,88-96.
Julia Schimidt, 2013. Country Risk Premia, Endogenous Collateral Constraints and Non- linearities: A Threshold VAR Approach. Working Paper.
Michele Ca’ Zorzi , Elke Hahn and Marcelo Sánchez, 2007. Exchange rate pass- through in emerging market. ECB Working Paper Series No.739.
Mototsugu Shintani, Akiko Terada-Hagiwara, Tomoyoshi Yabu, 2013. Exchange rate pass - through and inflation : A nonlinear time series analysis. Journal of International Money and Finance 32, 512-527.
Nguyen Dinh Mai Anh, Tran Mai Anh, Vo Tri Thanh, 2010. Exchange rate pass- through into inflation in Vietnam: an assessment using vector autoregression approach. Vietnam Economic Management Review.
Nguyen Thi Thu Hang, Nguyen Duc Thanh, 2010. Macroeconomic determinants of Vietnam’s inflation 2000-2010: Evidence and analysis. Vietnam Center For Economic and Policy Research.
Packages tsDyn version 9.4.1 của Matthieu Stigler, 2014.
Patricia S.Pollard, Cletus C. Coughlin, 2004. Size matters: asymetric exchange rate pass-through at the industry level. Working Paper 2003-029C.
Taylor, 2000. Low inflation, pass-through and the pricing power of firms.
European Economic Review.
Vo Tri Thanh, 2000. Exchange rate arrangement in Vietnam : Information content and policy options. East Asian Development Network.
Vo Van Minh, 2009. Exchange rate pass-through and its implications for inflation in Vietnam. Working Paper 0902.
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: DT_LNEER_SA GAP INF DT_LIR Exogenous variables: C Date: 10/10/14 Time: 14:23 Sample: 2000M02 2011M06
Included observations: 125
* 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
PHỤ LỤC 1. Xác định độ trễ tối ưu từ mơ hình VAR:
Lag 0 LogL 339.7342 LR NA