Theo bài nghiên cứu của ThS. Nguyễn Thị Hồng công bố ngày 07/04/2011 thì: “Trong thập kỷ qua, mặc dù lạm phát đã được kiểm sốt và có xu hướng ổn định ở mức
thấp, đô la hố vẫn cịn là hiện tượng phổ biến ở các nước đang phát triển và các nền kinh tế đang chuyển đổi, trong đó có Việt Nam” và thạc sĩ cũng nhận đinh rằng:
“chúng ta có thể đánh giá xu hướng gia tăng của đơ la hóa tiền mặt nếu phương pháp
thống kê cán cân thanh tốn khơng có gì thay đổi. Số liệu cán cân thanh tốn cho thấy lỗi và sai sót trong hạng mục cán cân thanh toán quốc tế của Việt Nam bắt đầu tăng mạnh từ năm 2008 đến nay (2008: -1,16 tỷ USD; 2009: 12,18 tỷ USD; 6T/2010: -7,04 tỷ USD) cịn nhiều năm trước biến động khơng lớn lắm. Sự đột biến trong hạng mục lỗi và sai số thống kê trong 2 năm trở lại đây một phần là do lỗi thống kê cán cân thanh toán của các Bộ, Ngành liên quan nhưng có thể nói có một phần khơng nhỏ là do các tổ
chức và cá nhân có xu hướng găm giữ ngoại tệ tiền mặt khi kinh tế trong nước chịu tác động của khủng hoảng tài chính và suy thối kinh tế”. Với kết luận này mức độ đơ la hóa tăng so với thời kì trước khủng hoảng tạo tiền đề cho việc tang tác động Pass- through.
Một lý lẽ khác giải thích cho sự gia tăng này là nghiên cứu của Javier A. Reyes năm 2004, nói rằng mức độ của ERPT phụ thuộc vào độ vững chắc cũng như lòng tin với nền kinh tế nói chung và chế độ tiền tệ của quốc gia nói riêng. Sau khủng hoảng kinh tế này đã làm giảm đáng kể lòng tin của người dân đối với chế độ tiền tệ nên một sự gia tăng của tỷ giá hối đoái sẽ dẫn đến sự mất giá nhiều hơn của đồng tiền.
Qua phần nghiên cứu này, tác động Pass-through của tỷ giá hối đoái lên lạm phát được xác định rõ cả về mức độ và độ trễ. So với trước khủng hoảng thì giai đoạn sau khủng hoảng tỷ giá tác động mạnh mẽ và nhanh chóng hơn lên lạm phát thơng qua chỉ số đại diện là chỉ số giá tiêu dùng. ERPT trước khủng hoảng cho năm đầu tiên là 0.21 về bị triệt tiêu hoàn toàn ở tháng thứ 11 của năm thứ 2, trong khi đó ERPT sau khủng hoảng là 0.921 cho năm đầu tiên và kết thúc hoàn toàn ở tháng thứ 2 của năm thứ 2. Nguyên nhân của sự gia tăng này mà nhóm sử dụng để lý giải dựa theo một số bài nghiên cứu trước đây về tác động Pass-through của tỷ giá hối đoái lên lạm phát là sự gia tăng mức độ lạm phát và đơ la hóa sau khủng hoảng, đồng thời sự suy giảm lịng tin vào nền kinh tế nói chung và chính sách tiền tệ nói riêng.
5. CHƯƠNG 5: KẾT LUẬN
Trong bài nghiên cứu này nhóm sử dụng phương pháp VAR/SVAR để mơ hình hóa và đo lường tác động các khn khổ chính sách tiền tệ, hiệu ứng ERPT của Việt Nam, tìm hiểu xem nó đã được thay đổi như thế nào bởi cuộc khủng hoảng kinh tế 2008. Bằng cách thiết lập các điều kiện ràng buộc riêng cho mơ hình tại Việt Nam dựa trên phương pháp VAR/SAVR của Sims và Sargent để phát hiện ra các hiệu ứng động “pass-through” của những cú sốc chính sách tiền tệ và tỷ giá cũng như các yếu tố bên ngoài nền kinh tế tới các biến số sản lượng, cung tiền, lãi suất, tỷ giá và đặt biệt là lạm phát cả giai đoạn trước và sau khủng hoảng 2008.
Một mơ hình SVAR chín biến, VAR năm biến và dữ liệu hàng tháng từ tháng 1 năm 2004 đến tháng 12 năm 2011 được sử dụng để nghiên cứu các khn khổ chính sách tiền tệ của Việt Nam trước và sau cuộc khủng hoảng 2008. Cả biến trong nước và nước ngoài (Mỹ, giá dầu thế giới) được sử dụng thu thập để đo lường các phản ứng của nền kinh tế Việt Nam từ những cú sốc trong và ngoài nước.Kết quả thực nghiệm cho thấy sự khác biệt đáng chú ý trong cơ chế truyền tải chính sách tiền tệ trong hai thời kỳ mẫu.Trong giai đoạn trước khủng hoảng, cú sốc trong nới lỏng cung tiền và tỷ giá hối đoái đã ảnh hưởng đáng kể đến sản lượng, lạm phát và lãi suất. Trong giai đoạn hậu khủng hoảng thì lại khác, chính sách tiền tệ thay đổi linh hoạt hơn trước biến động giá cả. Hơn nữa,chính sách tiền tệ trong nước cũng dễ bị chấn động từ nước ngoài: lãi suất FED tác động mạnh và nhanh hơn đến lãi suất, sản lượng và giá cả trong nước sau khủng khoảng, cịn trước khủng khoảng thì lãi suất trong nước phản ứng khá mạnh trước biến động giá dầu, sản lượng và giá cả nước ngồi. Nhìn chung các kết quả thực nghiệm cho thấy khủng khoảng đã làm thay đổi kênh truyền dẫn tác động chính sách tiền tệ. Sau khủng khoảng lãi suất, cung tiền, sản lượng nhạy cảm và phản ứng mạnh hơn trước chính sách tiền tệ thế giới cũng như biến động giá cả trong nước, cịn lạm phát thì phản ứng chậm hơn và yếu hơn. Điều này cho thấy chính phủ đang thực hiện chính sách tiền tệ linh hoạt hơn tập trung vào kiềm chế lạm phát hơn và chú trọng tăng
trưởng như trước đây. Các kết quả phân tích Variance Decomposition cũng ủng hộ những phát hiện này.
Còn về hiệu ứng ERPT, so với trước khủng hoảng thì giai đoạn sau khủng hoảng tỷ giá tác động mạnh mẽ và nhanh chóng hơn lên lạm phát thơng qua chỉ số đại diện là chỉ số giá tiêu dùng. ERPT trước khủng hoảng cho năm đầu tiên là 0.21 về bị triệt tiêu hoàn toàn ở tháng thứ 11 của năm thứ 2, trong khi đó ERPT sau khủng hoảng là 0.921 cho năm đầu tiên và kết thúc hoàn toàn ở tháng thứ 2 của năm thứ 2. Nguyên nhân của sự gia tăng này mà nhóm sử dụng để lý giải dựa theo một số bài nghiên cứu trước đây về tác động Pass-through của tỷ giá hối đoái lên lạm phát là sự gia tăng mức độ lạm phát và đơ la hóa sau khủng hoảng, đồng thời sự suy giảm lịng tin vào nền kinh tế nói chung và chính sách tiền tệ nói riêng.
Bài nghiên cứu chỉ dừng lại ở đo lường định lượng tác động pass-through của chính sách tiền tệ, tỷ giá tới các biến vĩ mô của nền kinh tế. Trên thế giới đã có nhiều nghiên cứu về chủ điểm này nhưng ở Việt Nam còn rất hạn chế như:
Phân tích tác động “pass-through” của chính sách tài khóa đến hoạt động của nền kinh tế.
Nghiên cứu về tác động truyền dẫn của những cú sốc thuế đối với hoạt động của nền kinh tế.
Kết hợp chính sách tài khóa và tiền tệ trong điều hành kinh tế khi đã có những đánh giá đúng về các kênh truyền dẫn tác động của 2 chính sách này.
PHỤ LỤC
Phụ lục A: Hiệu ứng Pass-through của tỷ giá hối đoái và lạm phát mục tiêu: Quan hệ như thế nào?
Một số nghiên cứu đã chỉ ra rằng hiệu ứng pass-through từ tỷ giá hối đoái đến lạm phát đã giảm trong nền kinh tế mới nổi trong thời kỳ giữa và cuối thập niên 90. Do đó, tỷ giá hối đối danh nghĩa ảnh hưởng đến lạm phát trở thành vấn đề nhỏ cho các quốc gia này. Các tài liệu đã cung cấp giải thích khác nhau cho những suy giảm này, một số ý kiến cho rằng sự suy giảm đó có liên quan trực tiếp đến việc lựa chọn lạm phát mục tiêu.
Trong phần này, nhóm sẽ đi phân tích mối quan hệ bản chất của Pass-through tỷ giá hối đối và lạm phát mục tiêu thơng qua các lập luận dựa trên cơ sở thực tiễn và lý luận của những nghiên cứu trước đây về vấn đề này.
Giải thích cho các hiệu ứng pass-through giảm bao gồm những nghiên cứu Mishkin và Savastano (2001), Agenor (2002), Leiderman và Bar-Hoặc (2000), Schmidt - Hebbel và Werner (2002), Taylor (2000), Baqueiro, Diazde Leon, và Torres (2002), Choudhri và Hakura (2001), Garcia và Restrepo (2001), và Campa và Goldberg (2002) 2. Sử dụng các phương pháp khác nhau và tranh luận, tất cả họ đều kết luận rằng hiệu ứng pass-through phụ thuộc vào độ tin cậy của các chế độ chính sách tiền tệ, môi trường lạm phát, mức chênh lệch sản lượng, và thành phần các ngành công nghiệp trong khối nhập khẩu của một quốc gia. Do đó, pass-through của tỷ giá sẽ giảm khi độ tin cậy của chính sách tiền tệ tăng, tỷ lệ lạm phát ổn định và nền kinh tế phục hồi theo xu hướng tăng trưởng dài hạn của nó.
Riêng với Javier A. Reyes, ơng cho rằng: sụt giảm pass-through là kết quả của việc theo đuổi lạm phát mục tiêu (IT) của ngân hàng trung ương, do đó thay đổi trong tỷ giá hối đối danh nghĩa được kiểm soát bởi của ngân hàng trung ương.
Đầu tiên, nhóm xem xét hiệu ứng Pass-through của tỷ giá hối đối ở 2 quốc gia có nền kinh tế mở nhỏ, nơi mà hàng hoá giao dịch và khơng giao dịch có mặt, giả định giống nhau hoàn toàn, nhưng một quốc gia theo đuổi chính sách tỷ giá hối đoái mục tiêu
động Pass-through thấp hơn ở quốc gia áp dụng chính sách theo đuổi lạm phát mục tiêu.
Theo nguyên tắc xác định giá của nghiên cứu Auernheimer và George (2000) và Kumhof (2001), Chỉ số giá tổng thể là một sự kết hợp của chỉ số giá cả hàng hóa khơng giao dịch và giao dịch:
(17)
PTt và Pht đại diện cho mức giá trong nước đối với hàng hóa giao dịch và khơng giao dịch, trong khi ρ tỷ lệ hàng hóa giao dịch.Giả sử rằng luật một giá giữ cho các hàng hóa giao dịch: EtPT*t=PTt
PT*t giá nước ngoài cho các giao dịch, Et tỷ giá hối đối danh nghĩa. Giá cho hàng hóa khơng giao dịch theo phương trình:
(18) γ xác định tỷ lệ điều chỉnh mức giá không giao dịch cho các độ lệch. Sau khi thay thế các mức giá không giao dịch trong biểu thức (17) với biểu thức (18), giá tổng thể mức:
(19)
Trong trường hợp của chế độ FE, các ngân hàng trung ương thiết lập một tỷ lệ dự phòng giảm giá cho các loại tiền tệ trong nước và tỷ giá hối đoái danh nghĩa tại mỗi điểm được xác định bởi:
(20) E0 biểu thị giá trị ban đầu cho tỷ giá hối đoái danh nghĩa, và mức giá tổng thể được xác định:
(21)
Khi ngân hàng trung ương đang thực hiện IT, mức giá tổng thể mỗi điểm được xác định bởi:
Tỷ giá hối đối danh nghĩa theo TT:
(23) Với khn khổ xác định giá giới thiệu ở trên, cho thấy rằng một sự gia tăng đột ngột trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa dẫn đến kết quả hiệu ứng pass-through cao hơn trong FE so với IT. Các tỷ giá hối đoái danh nghĩa ban đầu biến động (tăng hoặc giảm) có thể là kết quả của cú sốc ngoại sinh như nhau theo cả hai chế độ. Ví dụ như là một gia tăng trong tỷ lệ lãi suất thế giới. Theo FE sẽ có một dịng chảy ra của dự trữ ngoại hối là luồng vốn chảy vào các chứng khốn nước ngồi cung cấp lợi nhuận cao hơn. Những trường hợp này có thể làm giảm số tiền dự trữ quốc tế đến mức mà tại đó chế độ tỷ giá hối đối cố định sẽ khơng bền vững. Vì vậy, cơ quan tiền tệ quyết định phá giá đồng nội tệ để tránh những hậu quả của dự trữ ngoại hối giảm dần. Sự gia tăng của tỷ lệ lãi suất thế giới theo IT có kết quả tương tự. Ban đầu trong nước tiền tệ sẽ giảm và ngân hàng trung ương cam kết chế độ IT, sẽ can thiệp trực tiếp hoặc gián tiếp vào thị trường hối đối để điều chỉnh tỷ giá theo phương trình (23).
Hiệu ứng pass-through theo chế độ EF và IT được xác định lần lượt theo phương trình (24 và (25) bằng cách tính tỷ lệ giữa mức giá tổng thể và tỷ giá danh nghĩa:
(24)
(25)
Cho R bằng r1/r2, và α biểu thị sự gia tăng trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa ban đầu, Pass-through của chế độ EF lớn hơn trong IT khi:
Khơng mất tính tổng quát, nếu tại thời điểm t = 0 tỷ giá hối đoái danh nghĩa, mức giá không giao dịch, và mức giá tổng thể được tất cả các thiết lập bằng 1.
(27)
Từ (26) và (27) ta được:
(28)
Với các biến đổi đơn giản, ta được với
(29)
thì R>=1
Khả năng một hiệu ứng pass-through theo IT thấp, là tác động can thiệp trực tiếp hoặc gián tiếp của ngân hàng trung ương trên thị trường tỷ giá hối đoái. Những hành động này sẽ đảm bảo rằng tỷ giá hối đối theo đó sẽ phù hợp với mục tiêu lạm phát. Nếu ngân hàng trung ương không can thiệp tỷ lệ lạm phát tổng thể sẽ ở trên mức mục tiêu bởi vì áp lực lạm phát từ giá cả trong nước không được bù đắp bởi mức giá thấp hơn của việc giảm giá nội tệ (có nghĩa là lạm phát thấp hơn giá hàng hóa có thể giao dịch).
MƠ PHỎNG PHÂN TÍCH HIỆU ỨNG PASS-THROUGH
Hai đồ thị trong Hình 5.9 trình bày dữ liệu mơ phỏng hiệu ứng Pass-through lần lượt theo chế độ EF và IT. Các đường nét chấm theo chiều dọc trong cả hai đồ thị đại diện cho thời gian τ. Trước khi t = τ tỷ giá cho tất cả các biến đều giống nhau cho cả hai chế độ, nói cách khác cả hai quốc gia đang ở trong trạng thái ổn định. Tại t = τ một cú sốc ngoại sinh (ví dụ như sự gia tăng trong tỷ lệ lãi suất thế giới) bắt buộc tăng trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa cho cả hai nước và nó nhảy vào mức độ được xác định bởi cú sốc. Mức giá tổng thể cũng tăng lên một mức độ được xác định bởi những chia sẻ của các giá giao dịch trong chỉ số giá tổng thể, và, cuối cùng, giá giao dịch vẫn ở mức ban đầu vì nó phản ứng chậm chạp, nói cách khác, nó có thể khơng tăng ngay lập tức. Để hình dung nếu hiệu ứng pass-through lớn trong một trong các chế độ, Hình 5.10 đồ thị hóa các kết quả với R=r1/r2.
Tỷ số giữa Pass-Through theo chế độ EF và chế độ IT.
Qua phân tích mơ phỏng trên, một hiệu ứng Pass-through thấp hơn ở các nước áp dụng chế độ lạm phát mục tiêu đã được xác định.
Kết Luận:
Với các phân tích ở phần này, đã chứng minh được mối liên hệ bản chất giữa hiệu ứng Pass-through của tỷ giá hối đoái và lạm phát mục tiêu. Ở các nước theo đuổi chính sách lạm phát mục tiêu thì tác động của cú sốc tỷ giá hối đối lên lạm phát yếu hơn so với các nước theo đuổi chính sách tỷ giá hối đoái cố định.
(30)
Ta rút được một số nhận xét:
Nếu hiệu ứng Pass-through ban đầu của một quốc gia nhỏ hơn 1, tức r2< 1, thì lạm phát mục tiêu đề ra gia tăng sẽ tạo ra một tác động làm tăng hiệu ứng Pass- through.
Nếu hiệu ứng Pass-through ban đầu của một quốc gia lớn hơn 1, tức r2 > 1, thì lạm phát mục tiêu đề ra gia tăng sẽ tạo ra một tác động làm giảm hiệu ứng Pass- through.
Với mức độ của hiệu ứng Pass-through của tỷ giá hối đoái lên lạm phát giai đoạn sau khủng hoảng của nước ta là 0.92 (< 1) được xác định tại phần 5.3 của bài nghiên cứu, thì việc đề ra các mục tiêu lạm phát gia tăng sẽ tạo ra một tác động Pass- through lớn hơn.Do đó, khi đề ra các mục tiêu lạm phát cho từng thời kì thì việc các cú sốc trong tỷ giá hối đoái sẽ gây áp lực mạnh mẽ hơn lên lạm phát cần được xem xét.
Phụ lục C: Các kết quả hồi quy của mơ hình SVAR.
2. Kiểm định độ trễ tối ưu của mơ hình theo 5 tiêu chuẩn (2008-2011)
4. Kiểm định độ trễ tối ưu của mơ hình theo 5 tiêu chuẩn (2004-2011)