SDLSTAR
d d=1 d=2 d=3 d=4 d=5
SSR 34.69 35.30 35.83 34.12 32.92*
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Quy trình này dẫn đến sự lựa chọn d = 5. Bắt đầu mơ hình với N = 5, tơi liên tục loại bỏ các biến trễ với t của tham số tương ứng <1.0 trong giá trị tuyệt đối và kết quả hồi quy được đưa ra như sau:
Bảng 3-7: Kết quả hồi quy mơ hình SDLSTAR
Nonlinear Least Squares - Estimation by BFGS Restricted
Convergence in 39 Iterations. Final criterion was 0.0000027 <= 0.0000100
Dependent Variable DP
Monthly Data From 1995:02 To 2012:12
Usable Observations 210 Degrees of Freedom 193 Skipped/Missing (from 215) 5 Centered R^2 0.6718115 R-Bar^2 0.6446042 Uncentered R^2 0.8032402 Mean of Dependent Variable 0.5708264590 Std Error of Dependent Variable 0.7001059966 Standard Error of Estimate 0.4173687890 Sum of Squared Residuals 33.619964257
Regression F(16,193) 24.6923 Significance Level of F 0.0000000 Log Likelihood -105.6184 Durbin-Watson Statistic 1.9993
Variable Coeff Std Error T-Stat Signif
*********************************************************** 1. C0 0.13027 0.03183327 4.09226 0.00006273 2. BP1 0.76406 0.05154066 14.82452 0.00000000 3. BP2 -0.15202 0.06365057 -2.38836 0.01788781 4. BP3 0.16627 0.05544013 2.99926 0.00306297 5. BS0 0.00100 0.00000000 0.00000 0.00000000 6. BS1 0.27221 0.09730803 2.79746 0.00567247 7. BS2 -0.42124 0.12519813 -3.36464 0.00092454 8. BS4 0.15235 0.06040928 2.52198 0.01247794 9. C0_OUT -6.25819 1.55203749 -4.03224 0.00007950 10. BP1_OUT -1.60236 0.29640765 -5.40595 0.00000019 11. BP2_OUT -0.40990 0.24755554 -1.65581 0.09938435 12. BP3_OUT -0.39426 0.17366754 -2.27025 0.02429698 13. BP5_OUT 0.56720 0.18478262 3.06960 0.00245218 14. BS1_OUT 12.71804 2.88457525 4.40898 0.00001723 15. BS3_OUT -5.22793 1.29410966 -4.03979 0.00007718 16. GAM 3.03820 0.82350955 3.68934 0.00029233 17. LOC 1.88001 0.13083527 14.36930 0.00000000
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Phương trình rút gọn của SDLSTAR:
𝜋𝑡 = 0.130 + 0.764𝜋𝑡−1− 0.152𝜋𝑡−2 + 0.166𝜋𝑡−3+ 0.001𝛥(𝑠𝑡 + 𝑝𝑡∗) + 0.272𝛥(𝑠𝑡−1+ 𝑝𝑡−1∗ ) − 0.421𝛥(𝑠𝑡−2 + 𝑝𝑡−2∗ ) + 0.152 𝛥(𝑠𝑡−4 + 𝑝𝑡−4∗ ) + [−6.258 – 1.602𝜋𝑡−1− 0.410𝜋𝑡−2− 0.394𝜋𝑡−3+ 0.567𝜋𝑡−5 + 12.718𝛥(𝑠𝑡−1+ 𝑝𝑡−1∗ ) − 5.278𝛥(𝑠𝑡−3+ 𝑝𝑡−3∗ )]𝐺(𝑧𝑡; 𝛶̂; 𝐶̂) + 𝜀̂𝑡 𝐺(𝑧𝑡; 𝛶̂; 𝐶̂) = (1 + 𝑒𝑥𝑝 {−3.0385 −1∑5𝑗=1𝜋𝑡−𝑗− 1.880 0.417 }) −1 + (1 + 𝑒𝑥𝑝 {3.0385 −1∑5𝑗=1𝜋𝑡−𝑗+ 1.880 0.417 }) −1
𝑅2 = 0.672, 𝑆𝑒 = 0.417, Obs = 210, Regression F(16,193) = 24.692, Significance Level of F = 0.00
Hình 3-8: ERPT tương ứng với biến chuyển đổi trong mơ hình DLSTAR đối xứng
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Một lần nữa, ước lượng của các tham số tỉ lệ γ (=γ1 = γ2) được thể hiện trong khoản của một biến chuyển đổi chuẩn hóa. Như biểu diễn trong hình 3-8, hình dạng của ERPT ∅̂2,0 + ∅̂ 𝐺(𝑧4,0 𝑡; 𝛾̂; 𝑐̂) như một hàm của biến chuyển đổi zt = 5-1 ∑5𝑗=1𝜋𝑡−𝑗 phần nào giống với hình dạng của các chức năng chuyển đổi của mơ hình TAR được dự đốn bởi trường hợp hợp đồng 2 kỳ (Hình 2-1). Một ngưỡng mơ hình giống như hình dạng của kết quả hàm chuyển đổi trong nhiều điểm dữ liệu gần ERPT thấp nhất.
Hình 3-8 cho thấy rằng mức độ ERPT trở nên lớn nhất khi biến chuyển đổi, cụ thể là tỷ lệ lạm phát trung bình có độ trễ ở đây là 5, vượt quá 1 đơn vị lạm phát và lên tới gần 1 cho thấy mức độ truyền dẫn rất lớn của tỷ giá danh nghĩa và chỉ số giá nhập khẩu với lạm phát của Việt Nam trong giai đoạn 1995 – 2012. Chỉ cần lạm phát tăng
lên 2.5 điểm đơn vị trong lạm phát thì sẽ mức độ ERPT gần như sẽ bằng 1. Tuy nhiên, mức độ ERPT với giảm phát lại khơng đáng kể hay mơ hình DLSTAR đối xứng này chỉ có 1 bên cho giai đoạn lạm phát tăng cao cịn trong giai đoạn giảm phát thì lại ảnh hưởng khơng đáng kể. Có thể nói mức độ ERPT của mơ hình DLSTAR đối xứng khá cao đối với lạm phát cao. Hình 3-9 cho thấy ước lượng của ERPT theo thời gian tương đối trơn cho mơ hình SDLSTAR.
Vì đặc điểm này, biểu đồ chuỗi thời gian của ERPT dựa trên mơ hình DLSTAR đối xứng trong hình 3-9 cho thấy nhiều quan sát của ERPT thấp và ổn định xung quanh 0,001 so với trường hợp của mơ hình ESTAR. Chỉ có giai đoạn lạm phát cao vào năm 2008 và năm 2011 thì mức độ ERPT lần lượt lên tới mức 0.98 và 0.78 cho thấy cuộc khủng hoảng tài chính tồn cầu 2008 và cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới 2011 đã ảnh hưởng rất lớn đến nền kinh tế Việt Nam đồng thời cho thấy mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa và giá nhập khẩu rất lớn trong hai giai đoạn này.
Hình 3-9: ERPT theo thời gian của mơ hình DLSTAR đối xứng
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
3.4. MƠ HÌNH DLSTAR BẤT ĐỐI XỨNG
Để chọn tham số với độ trễ cho các biến chuyển đổi cho hồi quy phiên bản mơ hình DLSTAR bất đối xứng, tơi sử dụng một trình tự tương tự như sử dụng ước tính của mơ hình ERPT ESTAR.
Bảng 3-8: Lựa chọn độ trễ cho biến chuyển tiếp mơ hình DLSTAR bất đối xứng ADLSTAR ADLSTAR
d d=1 d=2 d=3 d=4 d=5
SSR 33.18* 35.08 35.79 34.10 33.88
Việc giảm thiểu phần số dư bình phương mang lại sự lựa chọn d =1. Bắt đầu mơ hình với N = 5, tôi liên tục loại bỏ các biến trễ với t của tham số tương ứng <1.0 trong giá trị tuyệt đối và kết quả hồi quy được đưa ra như sau:
Bảng 3-9: Kết quả hồi quy mơ hình ADLSTAR
Nonlinear Least Squares - Estimation by BFGS Restricted
Convergence in 81 Iterations. Final criterion was 0.0000037 <= 0.0000100
Dependent Variable DP
Monthly Data From 1995:02 To 2012:12
Usable Observations 210 Degrees of Freedom 191 Skipped/Missing (from 215) 5 Centered R^2 0.6693288 R-Bar^2 0.6381661 Uncentered R^2 0.8017517 Mean of Dependent Variable 0.5708264590 Std Error of Dependent Variable 0.7001059966 Standard Error of Estimate 0.4211321828 Sum of Squared Residuals 33.874292232 Regression F(18,191) 21.4785 Significance Level of F 0.0000000 Log Likelihood -106.4097 Durbin-Watson Statistic 1.9708
Variable Coeff Std Error T-Stat Signif
***************************************************************** 1. C0 0.10175128 0.03129597 3.25126 0.00135817 2. BP1 0.79741428 0.06232441 12.79457 0.00000000 3. BP2 -0.18979154 0.05611330 -3.38229 0.00087194 4. BP3 0.16396596 0.04668910 3.51187 0.00055526 5. BS0 0.00100000 0.00000000 0.00000 0.00000000 6. BS1 0.25339608 0.08380416 3.02367 0.00284041 7. BS2 -0.44833397 0.13640241 -3.28685 0.00120573 8. BS3 0.19556949 0.08784694 2.22625 0.02716609 9. C0_OUT 3.64046981 1.05708269 3.44388 0.00070473 10. BP1_OUT -1.83284946 0.49454620 -3.70612 0.00027558 11. BP4_OUT -1.17242970 0.35974833 -3.25903 0.00132343
12. BP5_OUT 1.65016473 0.51091747 3.22981 0.00145851 13. BS2_OUT 4.15161002 1.89559371 2.19014 0.02972547 14. BS3_OUT -3.15603476 1.26994044 -2.48518 0.01380794 15. BS4_OUT -1.75108831 0.94691172 -1.84926 0.06596527 16. GAM1 3.82435770 0.97800037 3.91038 0.00012796 17. GAM2 11.19558893 6.47539121 1.72894 0.08543495 18. LOC1 2.00148056 0.13268272 15.08471 0.00000000 19. LOC2 0.98977889 0.06030609 16.41259 0.00000000
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Phương trình rút gọn của SDLSTAR:
𝜋𝑡 = 0.102 + 0.797𝜋𝑡−1− 0.190𝜋𝑡−2 + 0.164𝜋𝑡−3+ 0.001𝛥(𝑠𝑡 + 𝑝𝑡∗) + 0.253𝛥(𝑠𝑡−1+ 𝑝𝑡−1∗ ) − 0.448𝛥(𝑠𝑡−2 + 𝑝𝑡−2∗ ) + 0.196 𝛥(𝑠𝑡−3 + 𝑝𝑡−3∗ ) + [3.641 – 1.833𝜋𝑡−1− 1.172𝜋𝑡−4+ 1.650𝜋𝑡−5 + 4.152𝛥(𝑠𝑡−2+ 𝑝𝑡−2∗ ) − 3.156𝛥(𝑠𝑡−3 + 𝑝𝑡−3∗ ) − 1.751𝛥(𝑠𝑡−4+ 𝑝𝑡−4∗ )]𝐺(𝑧𝑡; 𝛶̂1; 𝛶̂2; 𝐶1; 𝐶̂2) + 𝜀̂𝑡 𝐺(𝑧𝑡; 𝛶̂1; 𝛶̂2; 𝐶1; 𝐶̂2) = (1 + 𝑒𝑥𝑝 {−3.8241 −1∑1𝑗=1𝜋𝑡−1− 2.002 0.421 }) −1 + (1 + 𝑒𝑥𝑝 {11.1961 −1∑1𝑗=1𝜋𝑡−1+ 0.988 0.421 }) −1 𝑅2 = 0.669, 𝑆𝑒 = 0.421, Obs = 210, Regression F(18,191) = 21.479, Significance Level of F = 0.00
Hình 3-10: ERPT tương ứng với biến chuyển đổi trong mơ hình DLSTAR bất đối xứng
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
Một lần nữa, các ước lượng của tham số tỷ lệ γ1 và γ2 được thể hiện trong điều kiện biến chuyển đổi đã chuẩn hóa. Hình 3-10 ngụ ý ERPT ∅̂2,0 + ∅
4,0
̂ 𝐺(𝑧𝑡; 𝛾̂; 𝑐̂ ; 𝑐1 ̂ ) 2 đối với biến chuyển đổi 𝑧𝑡 = 𝜋𝑡−1 cho phép điều chỉnh bất đối xứng. Tuy nhiên, hệ số γ2 lơn hơn nhiều so với γ1 nên tốc độ chuyển sẽ nhanh hơn ở vùng âm. Về hình dạng của các hàm chuyển đổi, kết quả thông số kỹ thuật DLSTAR bất đối xứng cũng tương tự như các thông số kỹ thuật DLSTAR đối xứng.
Hình 3-10 cho thấy rằng mức độ ERPT trở nên lớn nhất khi biến chuyển đổi, cụ thể là tỷ lệ lạm phát trung bình có độ trễ ở đây là 1, vượt quá 1 điểm đơn vị lạm phát và lên tới gần 1 cho thấy mức độ truyền dẫn rất lớn đối với tỷ giá danh nghĩa và chỉ số giá nhập khẩu đối với lạm phát Việt Nam trong giai đoạn 1995 – 2012. Chỉ cần lạm phát tăng lên 3 điểm đơn vị lạm phát thì sẽ mức độ ERPT gần như sẽ bằng 1. Tuy nhiên,
mức độ ERPT với giảm phát thì lại khá yếu và khá rời rạc, khi giảm phát ở mức -1 đơn vị lạm phát thì mức độ ERPT chỉ ở mức 0.18. Hay nói cách khác mơ hình DLSTAR bất đối xứng này chỉ có 1 bên cho giai đoạn lạm phát tăng cao cịn trong giai đoạn giảm phát thì lại ảnh hưởng khơng đáng kể. Có thể nói mức độ ERPT của mơ hình DLSTAR bất đối xứng khá cao đối với lạm phát cao. Hình 3-11 cho thấy ước lượng của ERPT theo thời gian tương đối trơn cho mơ hình ADLSTAR.
Hình 3-11 cho thấy các đường vẽ khá trơn tru của ERPT được gợi ý gián tiếp bằng những con số ước lượng của mơ hình DLSTAR bất đối xứng trong giai đoạn chọn mẫu. Cách ERPT được ước lượng tương tự với cách ước lượng được gợi ý gián tiếp bằng mơ hình DLSTAR đối xứng. Hình 3-11 cho thấy nhiều quan sát của ERPT thấp và ổn định xung quanh 0,001 so với trường hợp của mơ hình ESTAR. Chỉ có giai đoạn lạm phát cao vào năm 2008 và năm 2011 thì mức độ ERPT lần lượt lên tới mức 0.98 và 0.78. Bên cạnh đó mơ hình DLSTAR bất đối xứng còn cho thấy những cột ERPT cao vào những năm 1995 và 1998 tương tự như mơ hình ESTAR, đặc biệt ở mơ hình ADLSTAR vào năm 2001 có mức ERPT khá cao hơn 0.9 điều này khá phù hợp vì trong năm 2001 dấu hiệu suy thối (cú shock) của Bất động sản (2001 – 2004) bắt đầu hình thành làm cho mức độ truyền dẫn tăng lên.
Hình 3-11: ERPT theo thời gian trong mơ hình DLSTAR bất đối xứng
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
3.5. LỰA CHỌN MƠ HÌNH STAR
Bảng 3-13 báo cáo kết quả của lần kiểm tra các thông số để chọn một hàm số chuyển tiếp thích hợp trong những mơ hình ESTAR, DLSTAR đối xứng, DLSTAR bất đối xứng. Cả mơ hình DLSTAR và ESTAR đều phù hợp với mơ hình phi tuyến cho dữ liệu tại Việt Nam. Tuy nhiên để lựa chọ ra một mơ hình tối ưu cho Việt Nam thì chúng ta cần phải xem xét thêm. Các kiểm định trong bảng dưới đây cho ta thấy mơ hình ESTAR có vẻ là tối ưu hơn. Trong khi các bằng chứng có phần hỗn hợp, các thơng số hồi trong mơ hình ESTAR và DLSTAR bất đối xứng gần như là tương ứng giống nhau, có thể tốt hơn một chút so với các thông số trong DLSTAR đối xứng.
Bảng 3-10: Kiểm định lựa cho mơ hình STAR Test statistics Test statistics Transition Variable (𝑧𝑡 = 𝑑−1∑𝑑𝑗=1𝜋𝑡−1) d=1 d=2 d=3 d=4 d=5 F-stat H03 1.64 0.47 1.78 1.85 1.18 p-value 0.15 0.80 0.12 0.11 0.32 F-stat H12 3.23 2.69 1.90 1.67 1.66 p-value 0.00 0.00 0.05 0.09 0.09
Nguồn: Tính tốn trên Win Rats 8.3
(Cả DLSTAR và ESTAR đều từ chối mơ hình tuyến tính đối với H12. Nếu H12 bị từ chối và H03 được chấp nhận thì mơ hình ESTAR phù hợp hơn là DLSTAR, với: H12 là kiểm định thay thế tuyến tính trong mơ hình và H03 là kiểm định cho mơ hình ESTAR tốt hơn mơ hình DLSTAR)
4. CHƯƠNG 4: KẾT LUẬN
Trong bài này, các mơ hình STAR, các mơ hình chuỗi thời gian phi tuyến, cung cấp một nền tảng rất thuận tiện trong việc kiểm tra mối quan hệ giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT) và lạm phát. Đầu tiên, một mơ hình lý thuyết đơn giản xác định ERPT cho thấy tác động ERPT cũng có thể được ước tính bằng một nhóm các mơ hình STAR với lạm phát có độ trễ là một biến chuyển tiếp. Thứ hai, chúng ta có thể sử dụng các hàm chuyển đổi dạng chữ U trong việc ước tính ERPT theo thời gian. Khi tiến trình này được áp dụng với dữ liệu giá nhập khẩu và giá trong nước của Việt Nam, tơi đã tìm thấy những bằng chứng hỗ trợ cho tính phi tuyến trong ERPT. Kết quả thực nghiệm của các tác giả ngụ ý rằng ERPT theo thời gian thấp có khả năng được gắn liền với lạm phát thấp.
Theo mơ hình hồi quy, mức độ ERPT thay đổi theo thời gian vì bộ phận các công ty nhập khẩu mà quyết định không tham gia vào các hợp đồng được xác định bởi hành vi tối ưu hóa của doanh nghiệp. Tuy nhiên, trong mơ hình, tất cả các hàng nhập khẩu được coi như thể chúng được lập hóa đơn với đồng tiền của nhà sản xuất (nhà xuất khẩu). Một cách tiếp cận khác trong việc giới thiệu ERPT theo thời gian là sử dụng một mơ hình trong đó các nhà xuất khẩu lựa chọn giữa việc thanh toán bằng đồng tiền của nhà sản xuất (PCP) và đồng tiền địa phương (LPC). Ví dụ, một nghiên cứu gần đây của Gopinath et al. (2010) mở rộng mô hình của Engel (2006) và điều tra vai trị của đồng tiền lập hóa đơn trong việc xác định ERPT được quan sát. Việc kết hợp với các tác động của sự lựa chọn tiền tệ trong tiến trình ước tính của bài nghiên cứu có vẻ là một hướng đầy hứa hẹn để phân tích thêm.
Đối với việc phân tích tác động của ERPT theo thời gian tại Việt Nam cho chúng ta thấy rằng mức độ lạm phát của Việt Nam chịu ảnh hưởng khá lớn từ việc biến động của tỷ giá hối đoái danh nghĩa và chỉ số giá nhập khẩu ở Việt Nam. Vào cuối thập niên 1990, đà tăng trưởng kinh tế của Việt Nam chậm lại vì những dấu hiệu do dự
trong tiến trình cải cách kinh tế chính các điều này đã làm cho ERPT gia tăng cao vào năm 1995, đồng thời đi liền với những ảnh hưởng lan truyền tiêu cực từ cuộc khủng hoảng tài chính Châu Á 1997. Hậu quả của tình trạng này là nền kinh tế trải qua một giai đoạn suy giảm tốc độ tăng trưởng đi liền với hiện tượng giảm phát trong những năm 1999-2001. Trước tình hình đó, một kế hoạch kích thích kinh tế thơng qua nới lỏng tín dụng và mở rộng đầu tư nhà nước bắt đầu được thực hiện từ năm 2000 nhưng lại gây ra dấu hiệu của một cuộc suy thoái Bất động sản vào năm 2001.
Việc duy trì chính sách kích thích tương đối liên tục trong những năm sau đó, một mặt giúp nền kinh tế lấy lại phần nào đà tăng trưởng, nhưng mặt khác đã tích tụ những mầm mống gây ra lạm phát cao bắt đầu bộc lộ từ giữa năm 2007. Thêm vào đó, việc gia nhập Tổ chức Thương mại Thế giới (WTO) vào tháng 11/2006 mở ra một thời kỳ hội nhập sâu rộng chưa từng có, khiến mức độ giao lưu thương mại và đầu tư quốc tế tăng vọt, làm dòng vốn vào (cả đầu tư trực tiếp lẫn gián tiếp) tăng mạnh. Nhu cầu ổn định đồng tiền Việt đòi hỏi Ngân hàng Nhà nước phải trung hòa một lượng ngoại tệ rất lớn, góp phần thổi bùng lạm phát trong năm 2008. Cộng với những tác động to lớn của cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới, trong hai năm 2008-2009, nền kinh tế phải hứng chịu thời kỳ tăng trưởng kinh tế ở mức thấp đi liền với lạm phát cao.
Do ảnh hưởng quá lớn từ việc nơi lỏng tiền tệ trước đó vào năm 2010 đã làm cho nền kinh tế có dấu hiệu gia tăng lạm phát vào năm 2011 kèm theo đó là sự lan truyền và ảnh hưởng trực tiếp của cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới đã làm cho lạm phát của Việt Nam gia tăng càng nhanh hơn trong giai đoạn này.
Nhìn chung, mơ hình STAR cho nghiên cứu về mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái danh nghĩa và chỉ số giá nhập khẩu ở Việt Nam cho giai đoạn 1995 – 2012 đã cho chúng ta thấy rằng, mức độ ERPT càng cao khi lạm phát tăng cao và ERPT càng thấp khi lạm phát thấp. Kết quả hồi quy mơ hình STAR ở Việt Nam cho thấy ERPT đối với lạm phát cao được chuyển đổi một cách trơn tru và mượt hơn so với giai đoạn giảm
phát. Mức độ ERPT bắt đầu hình thành khi lạm phát tăng lên 1 đơn vị và gia tăng đến mức gần 1 khi lạm phát gia tăng từ 2.5 – 4 đơn vị. Điều này cho thấy rằng mức độ ảnh hưởng đến lạm phát của tỷ giá hối đoái danh nghĩa và chỉ số giá nhập khẩu là khá cao ở