Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eivews 6.0
Tóm lại, với những kết quả thu được từ mơ hình nghiên cứu thực nghiệm thì đề tài đã tập trung và giải quyết được các câu hỏi trọng tâm của đề tài. Theo đó kết quả nghiên cứu:
Thứ nhất sự truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát ở Việt Nam là mạnh hơn so với các nước Thái Lan, Indonesia, Philippin. Điều này hoàn toàn phù hợp với thực tế khi nhiều năm qua, lạm phát cao liên tục ở Việt Nam khiến giá cả hàng hóa tính bằng đơla ln cao hơn các quốc gia khác do tỷ giá
Variance Decomposition of D_LNCPI: Variance Decomposition of D_LNCPI: Period S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4 S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4
1 0.02 8.52 15.17 0.31 76.00 0.01 0.48 9.33 6.74 83.45 5 0.03 11.28 16.70 1.32 70.70 0.01 24.19 7.47 7.79 60.55 10 0.03 13.04 17.69 1.93 67.34 0.01 23.24 8.96 10.58 57.21 11 0.03 12.91 18.73 1.96 66.40 0.01 23.14 9.23 10.52 57.11 12 0.03 12.81 18.59 2.06 66.55 0.01 23.30 9.23 10.59 56.89 13 0.03 12.78 18.93 2.05 66.24 0.01 23.35 9.33 10.55 56.77 14 0.03 12.70 18.66 2.09 66.55 0.01 23.36 9.44 10.56 56.64 15 0.03 12.61 18.94 2.07 66.38 0.01 23.33 9.56 10.55 56.57 16 0.03 12.48 18.73 2.21 66.57 0.01 23.36 9.57 10.58 56.48 17 0.03 12.40 18.93 2.19 66.48 0.01 23.36 9.62 10.57 56.45 18 0.03 12.37 18.78 2.25 66.60 0.01 23.36 9.67 10.59 56.38 19 0.03 12.28 18.83 2.24 66.66 0.01 23.34 9.72 10.58 56.36 20 0.03 12.27 18.72 2.28 66.73 0.01 23.35 9.73 10.59 56.32
Variance Decomposition of D_LNCPI: Variance Decomposition of D_LNCPI: Period S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4 S.E. Shock1 Shock2 Shock3 Shock4
1 0.01 0.12 0.00 0.87 99.00 0.01 3.13 0.78 0.35 95.74 5 0.01 17.47 10.79 0.91 70.83 0.02 10.79 9.69 1.64 77.87 10 0.01 17.00 11.85 2.51 68.64 0.02 10.87 10.22 1.65 77.26 11 0.01 16.98 11.83 2.63 68.56 0.02 10.87 10.24 1.65 77.24 12 0.01 16.97 11.83 2.70 68.50 0.02 10.87 10.24 1.65 77.24 13 0.01 16.93 12.09 2.70 68.28 0.02 10.87 10.25 1.65 77.24 14 0.01 16.90 12.14 2.85 68.11 0.02 10.87 10.25 1.65 77.23 15 0.01 16.93 12.16 2.86 68.04 0.02 10.87 10.25 1.65 77.23 16 0.01 16.94 12.23 2.87 67.96 0.02 10.87 10.25 1.65 77.23 17 0.01 16.94 12.26 2.87 67.93 0.02 10.87 10.25 1.65 77.23 18 0.01 16.93 12.29 2.94 67.84 0.02 10.87 10.25 1.65 77.23 19 0.01 16.94 12.29 2.96 67.81 0.02 10.87 10.25 1.65 77.23 20 0.01 16.95 12.30 2.97 67.79 0.02 10.87 10.25 1.65 77.23
Việt Nam Thái Lan
hầu như cố định, có nghĩa là cả năm 2012 do tỷ giá hầu như đứng n, tính trung bình giá hàng hóa xuất khẩu của Việt Nam đắt hơn 10% so với các quốc gia cạnh tranh, có chuyên gia cho rằng đồng Việt Nam đã bị định giá cao khoảng 25% và từ đó đề xuất nên phá giá khoảng 3-4% trong năm 2013. Thông tin điều chỉnh tỷ giá cho dù lớn hay nhỏ cũng đều được thị trường suy diễn khơng chính xác và do đó thường dẫn đến những cú sốc tỷ giá không mong đợi. Sở dĩ như thế phần nào là do lâu nay NHNN để cho tỷ giá cố định quá lâu. Tuy nhiên đóng góp của yếu tố tỷ giá trong việc giải thích sự biến động trong chỉ số giá lại rất thấp ở Việt Nam, Philippin và Indonesia so với Thái Lan điều này là phù hợp với nghiên cứu của Taylor (2000). Và sự truyền dẫn của các tỷ giá đến chỉ số tiêu dùng trong nước của các quốc gia nghiên cứu là khơng hồn tồn điều này là phù hợp với các nghiên cứu thực nghiệm trước đây như Ito và Sato (2007), hay Nguyễn Đức Thành và Nguyễn Thị Thu Hằng (2010), Võ Văn Mình (2009).
Thứ hai, dựa vào sự giải thích của yếu tố tỷ giá trong sự biến động của chỉ số giá đề tài cho rằng yếu tố tỷ giá không là một công cụ hiệu quả trong việc điều tiết lạm phát ở Việt Nam, Philippin và Indonesia hơn so với Thái Lan.
Ngoài ra, ngoài việc so sánh giữa các nước nghiên cứu với nhau đề tài cũng tiến hành so sánh với các nghiên cứu khác được thực hiện ở các quốc gia khác và các nghiên cứu được thực hiện tại các quốc gia được nghiên cứu trong đề tài, kết quả cho thấy có sự khác biệt, sự khác biệt này có thể được lý giải là do thời điểm nghiên cứu là khác nhau, cơ chế chính sách trong vận hành nền kinh tế trong từng giai đoạn khác nhau là không giống nhau. Bên cạnh đó, sự hội nhập kinh tế tồn cầu ngày càng sâu rộng thì việc truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát trong nước mà cụ thể là chỉ số giá tiêu dùng sẽ khác nhau trong từng giai đoạn.
Tóm lại, trong chương này đề tài đã sử dụng phân tích định lượng thơng qua mơ hình SVAR để tìm hiểu về mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát trong nước của các nước: Việt Nam, Thái Lan, Indonesia và Philippin thông qua hàm phản ứng đẩy IRF và kỹ thuật phân rã phương sai để xem xét sự giải thích của các cú sốc đến sự biến động trong chỉ số giá trong nước.
CHƢƠNG 5: KẾT LUẬN 5.1. Kết quả nghiên cứu và kiến nghị chính sách 5.1. Kết quả nghiên cứu và kiến nghị chính sách
Với mục tiêu tìm hiểu mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát của các nước Việt Nam, Thái Lan, Indonesia và Philippin, thông qua việc thu thập dữ liệu từ quý 1 năm 2000 đến quý 4 năm 2013, trước hết đề tài thực hiện kiểm định các mối quan hệ trong dài hạn giữa các biến nghiên cứu, kế đến đề tài thực hiện phân tích kết quả bằng mơ hình SVAR, sử dụng hàm phản ứng đẩy IRF nhằm xem xét tác động của từng cú sốc đến sự biến động trong chỉ số giá tiêu dùng từ đó tính tốn hệ số truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá cho từng nước nghiên cứu trong đề tài, kỹ thuật phân rã phương sai cũng được đề tài sử dụng nhằm đánh giá tầm quan trọng của các nhân tố theo thời gian trong việc giải thích sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng.
Thông qua việc ước lượng mơ hình đề tài thu được một số kết quả như sau:
Thứ nhất, sau khi xảy ra cú sốc tỷ giá đầu tiên và hệ số truyền dẫn đạt mức lớn nhất sau 3 quý với hệ số truyền dẫn là 0.667 cho trường hợp của Việt Nam, 0.057 cho trường hợp của Indonesia và 0.044 cho trường hợp của Philippin, hệ số truyền dẫn của Thái Lan là rất thấp gần như không đáng kể.
Thứ hai, cú sốc tỷ giá đóng góp rất ít trong việc giải thích sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng ở Việt Nam, Indonesia và Philippin. Trong khi đó ở Thái Lan yếu tố tỷ giá giải tích được 9% trong sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng.
Ngồi ra, đề tài cũng tìm thấy một số kết quả từ các cú sốc của các yếu tố khác: Chỉ số giá ở Việt Nam chịu tác động mạnh của cú sốc cung tiền hơn so với các nước còn lại. Chỉ số giá tiêu dùng của các nước đều chịu tác động của
cú sốc dự trữ ngoại hối và yếu tố này đóng góp đáng kể trong việc giải thích độ biến động của chỉ số giá tiêu dùng qua thời gian.
Với những kết quả thu được trong quá trình nghiên cứu đề tài cho rằng để điều tiết lạm phát trong nền kinh tế các nước Việt Nam, Indonesia và Philippin có thể sử dụng cơng cụ dự trữ ngoại hối và cung tiền trong việc điều tiết lạm phát trong nền kinh tế. Đặc biệt đối với Việt Nam có thể sử dụng công cụ tỷ giá trong việc điều hành nền kinh tế mà không làm thay đổi mục tiêu lạm phát do tỷ giá có ít tác động trực tiếp đến lạm phạt- thông qua phân rã phương sai của chỉ số giá tiêu dùng mà nên dùng tỷ giá như là một kênh gián tiếp tác động đến chỉ số giá cả trong nền kinh tế. Trong khi đó Thái Lan, có thể sử dụng tất cả các công cụ: Tỷ giá, dự trữ ngoại hối, cung tiền trong việc điều tiết lạm phát của nền kinh tế. Kế đến, nghiên cứu cho thấy trong ngắn hạn tốc độ tăng CPI chịu ảnh hưởng rất lớn bởi kỳ vọng lạm phát của công chúng, điều này cũng hàm ý rằng mọi động thái điều chỉnh chính sách tiền tệ -tài khóa của Chính phủ hiện tại đều tác động đến kỳ vọng lạm phát của công chúng trong tương lai. Do đó, việc tạo niềm tin trong cơng chúng về nỗ lực kiểm sốt lạm phát của Chính phủ thông qua việc phát đi các thơng điệp về chính sách tài khóa, tiền tệ là vô cùng quan trọng trong thời kỳ lạm phát cao.
5.2. Hạn chế của đề tài và hƣớng nghiên cứu tiếp theo 5.2.1. Hạn chế của đề tài 5.2.1. Hạn chế của đề tài
- Do hạn chế trong nguồn số liệu thu thập nên mẫu nghiên cứu cho các nước cịn ít và việc này ít nhiều cũng ảnh hưởng đến kết quả nghiên cứu của đề tài do chưa phản ánh hết các sự biến động của các nhân tố qua thời gian.
- Bên cạnh những mặt đạt được của mơ hình VAR nói chung và mơ hình SVAR nói riêng trong mối quan hệ giữa các biến số kinh tế vĩ mơ thì việc đề
tài áp đặt các ràng buộc cịn mang tính chủ quan chưa thể hiện hết các tình huống có thể có trong mối quan hệ tác động qua lại giữa các biến nghiên cứu trong đề tài.
- Đề tài chỉ mới xem xét đến các cú sốc mang bản chất tiền tệ trong việc xem xét tính dẫn truyền của tỷ giá đến lạm phát trong nước mà chưa xem xét đến các yếu tố mang bản chất thực (cú sốc cung như: tăng năng suất,….) nên có thể nói chưa phản ánh hết các nhân tố tác động đến chỉ số giá tiêu dùng nói riêng và giá cả trong nền kinh tế của các nước nghiên cứu nói chung.
- Vẫn còn xuất hiện những kết quả nghiên cứu trái với lý thuyết truyền thống trong kinh tế (các puzzle) mà đề tài vẫn chưa giải quyết được.
5.2.2. Hƣớng nghiên cứu tiếp theo
- Có thể sử dụng mơ hình Sign-restriction VAR (mơ hình ràng buộc dấu) của Uhlig (2009) để khắc phục những hạn chế trong nghiên cứu thực nghiệm- các puzzle.
- Kết hợp phân tích thêm các nước có các cơ chế tỷ giá khác nhau để có cái nhìn mang tính tồn vẹn về sự truyền dẫn của tỷ giá trong nền kinh tế.
- Kết hợp thêm cú sốc cung trong nước, thâm hụt ngân sách, độ mở cửa nền kinh tế…nhằm có cái nhìn bao qt hơn về các nhân tố tác động đến chỉ số giá tiêu dùng nói riêng và giá cả trong một nền kinh tế nói chung.
Tóm lại, dựa trên kết quả phân tích bằng mơ hình SVAR trong chương 4, chương này đề tài đã tiến hành tổng hợp lại kết quả nghiên cứu, nêu ra những kiến nghị liên quan đến các công cụ để điều hành các chính sách kinh tế vĩ mô của các nước nghiên cứu, song song đó đề tài cũng nêu ra các hạn chế của đề tài và hướng nghiên cứu tiếp theo trong tương lai về chủ đề này.
Danh mục tài liệu tiếng việt
Nguyễn Phi Lân, 2010. Cơ chế truyền tải chính sách tiền tệ dưới góc độ phân tích định lượng. Tạp chí Ngân hàng số 18/2010.
Phạm Thế Anh, 2013. Kinh tế lượng ứng dụng- Phân tích chuỗi thời gian. Hà Nội: Nhà xuất bản Lao Động.
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn, 2013. Cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam tiếp cận theo mơ hình SVAR. Tạp chí Phát triển và hội nhập, số 10, trang 8-16.
Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Ngọc Định, 2011. Giáo trình tài chính quốc tế.
Đại học Kinh tế Thành phố Hồ Chí Minh.
Danh mục tài liệu tiếng anh
Aizenman, J. and Riera-Crichton, D. 2008. Real exchange rate and international reserves in the era of growing financial and trade intergration.
NEBR Working Paper, No 12363/July 2008.
An, L., 2006. Exchange Rate Pass-through: Evidence Based on Vector Autoregression with Sign restrictions. Federal Reserve Bank of Dallas Globalization and Monetary Policy Institute, No 70/January 2011.
Bernanke, B. S. and Mihov, I., 1998. Measuring Monetary Policy. Quarterly Bhattacharya, R., 2013. Inflation dynamics and monetary policy transmission Camen, U. 2006. Monetary Policy in Vietnam: A Case of a Transition Country. Bank for International Settlement, No31/2006.
Campa, J.M., Goldberg, L.S. and González-Mínguez, J.M., 2005. Exchange Rate Pass-Through to Import Prices in the Euro Area. Federal Reserve Bank
/ifdp/2001/704/ifdp704r.pdf> [ Accessed 15 June 2014].
Goldberg, P. K. and Knetter M. M., 1996. Goods Prices and Exchange Rates: What Have We Learned?. NEBR Working Paper, No.5862.
Goujon, M. 2006. Fighting inflation in a dollarized economy: The case of Vietnam. Journal of Comparative Economics, 34:564-581.
Granger, C.W.J and Newbold, P., 1977. Forecasting economic series. Journal Gujarati, D.N., 2003. Basic Econometrics. 4th ed. New York: The McGraw- Hili Companies.
Hossain, M. and Ahmed, M. 2009. Exchange Rate Policy under Floating Regime in Bangladesh: An Assessment and strategic Policy Options. Munich
Personal RePEc Archive, No 20487/August 2010.
Hyder, Z. and Shah, S., 2004. Exchange Rate Pass-Through to Domestic in Vietnam and Emerging Asia. IMF Working paper, No 155/ July 2013. Ito,T. and Sato, K., 2007. Exchange Rate Changes and Inflation in Post- Crisis Asian Economies: VAR Analysis of the Exchange Rate Pass-Through.
NBER Working Paper, No 12395/July 2007.
Johansen, S. 1988. Statistical analysis of cointegration vectors. Journal of Economic Dynamics and Control, 12:231-254.
Journal of Economic, 3: 869-902.
Leigh, D. and Rossi,M. 2002 .Exchange Rate Pass-Through in Turkey. IMF Working Paper, No 204.
McCallun và Nelson (1999) Analysis of the monetary transmission mechanism: Methodological issues. NEBR Working Paper, No7395.
of New York Staff Report, No. 111/2000.
Naz, F. and etc. Exchange rate pass-through in to inflation: New insights in to the cointegration relationship from Pakistan. Economic Modelling, 29: 2205– 2221.
Nguyen Thi Thu Hang and Nguyen Duc Thanh, 2010. Macroeconomics Determinants of Vietnam’s Inflation 2000-2010: Evidence and Analysis.
VEPR Working Paper No 09/ 2010.
Nguyen Viet Hung and Pfau, 2008. A Vector Autoregression (VAR) Analysis of the Monetary Transmission Mechanism in Vietnam. Applied Econometrics
and International Development, 9:165-179. of Macroeconomics, 1: 318-319.
Prices in Pakistan. SBP working paper series, No 5/June 2004.
Siddiqui, R. and Akhtar, N., 1999. The Impact of Changes in Exchange Rate on Prices: A Case Study of Pakistan. The Pakistan Development Review,
38:1059-1066.
Sims, C. A. and Zha, T. 2005. Vintage Article: Does monetary policy generates recessions?. Macroeconomic Dynamics, 10: 231-272.
Skilos, P. L., 2000. Monetary policy transparency, public commentary, and market perceptions about monetary policy in canada. Economic Research Centre of the Deuthche Bundesbank, No 8/November 2000.
Taylor, J., 2000. Low Inflation, Pass-Through and the Pricing Power of Firms. European Economic Review, 44: 1389-1408.
Vo Tri Thanh and ect., 2001. Exchange rate pass through into inflation in Viet Nam: An assessment using vector autoregression approach. Vietnam Economic Management Review, No 1/2001.
Zorzi, M.C., Hahn, E. and Sánchez, M., 2007. Exchange rate pass-through in emerging markets. European central bank, No 739/March 2007.
Đi kèm với sơ đồ tự tương quan thì phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị cũng được sử dụng khá phổ biến để kiểm tra xem một chuỗi dữ liệu thời gian là dừng hay không dừng. Cụ thể:
Giả sử ta có phương trình tự tương quan như sau:
1
t t t
Y Y u với 1 1 (10) Giả thiết : H0: 1 (Yt là chuỗi không dừng)
H1: 1 (Yt là chuỗi dừng) Phương trình (10) tương đương:
( )
Giả thuyết có thể được viết lại như sau:
Giả thuyết : =0 (Yt là chuỗi không dừng)
(Yt là chuỗi dừng)
Dickey và Fuller cho rằng giá trị t ước lượng của hệ số Yt-1 sẽ theo phân phối xác suất ( : tau statistic, =giá trị ước lượng/sai số của hệ số ). Kiểm
định thống kê còn được gọi là kiểm định Dickey-Fuller (DF). Kiểm định DF được sử dụng dưới 3 hình thức:
Khi Yt là một bước nghẫu nhiên không hằng số: ∆Yt = δYt-1 + ut (11) Khi Yt là một bước ngẫu nhiên có hằng số:
∆Yt = β1 + δYt-1 + ut (12)
∆Yt = β1 + β2TIME + δYt-1 + ut (13)
Để kiểm định H0, so sánh giá trị thống kê tính tốn với giá trị thống kê tra bảng DF. Tuy nhiên bởi vì có hiện tượng tương quan chuỗi giãư các ut do thiếu biến, nên người ta thường sử dụng kiểm định DF mở rộng là ADF (Augmented Dickey- Fuller test). Kiểm định này được thực hiện bằng cách