Period Hệ số truyền dẫn
Việt Nam Thái Lan Indonesia Philippin
1 0.062 -0.109 0.022 0.027 2 0.237 -0.143 0.050 0.028 3 0.667 -0.126 0.057 0.044 4 0.539 -0.144 0.007 0.039 5 0.631 -0.055 -0.019 0.027 6 0.210 0.023 -0.020 0.045 7 0.214 -0.044 -0.024 0.040 8 0.064 -0.130 -0.029 0.032 9 0.206 -0.122 -0.033 0.020 10 0.170 -0.099 -0.033 0.026 11 0.101 -0.109 -0.034 0.030 12 -0.056 -0.140 -0.035 0.033 13 -0.078 -0.127 -0.035 0.030 14 0.010 -0.107 -0.036 0.034 15 0.009 -0.121 -0.036 0.035 16 -0.148 -0.145 -0.036 0.035 17 -0.168 -0.136 -0.036 0.034 18 -0.047 -0.121 -0.036 0.036 19 -0.044 -0.127 -0.036 0.037 20 -0.150 -0.142 -0.036 0.038
Nguồn: Kết quả phân tích dữ liệu từ phần mềm Eivews 6.0
Bảng 4.16 cho thấy mức truyền dẫn của cú sốc tỷ giá đến chỉ số giá (CPI) sau khi xảy ra cú sốc tỷ giá đầu tiên và đạt mức lớn nhất sau 3 quý-khoảng 9 tháng với hệ số truyền dẫn là 0.667 cho trường hợp của Việt Nam, điều này có nghĩa là khi 1% tăng lên trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa đa phương sẽ khiến chỉ số giá tiêu dùng tăng lên 0.667% sau gần 9 tháng từ tác động của cú sốc tỷ giá đầu tiên, tác động này giảm dần trong khoảng 12 tháng tiếp và sau đó mất tác dụng. Một kết quả truyền dẫn tương tự cho trường hợp của Philippin và Indonesia kết quả hệ số truyền dẫn cho thấy sau cú sốc tỷ giá đầu tiên thì hệ số truyền dẫn đạt lớn nhất sau 3 quý là 0.057 cho trường hợp của Indonesia và 0.044 cho trường hợp của Philippin và sau đó giảm dần và mất tác dụng. Tuy nhiên, một hình ảnh ngược lại so với trường hợp của Thái Lan cho mức dẫn truyền của tỷ giá đến chỉ số giá.
Như vậy kết quả nghiên cứu của đề tài cho thấy mức độ truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá là mạnh hơn so với các nước khác bài nghiên cứu, nếu so sánh với các nghiên cứu trước đây như nghiên cứu của Ito và Sato (2007) cho thấy mức truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá ở Hàn Quốc là 0.08, Malaysia là 0.02 của Indonesia là 0.41, Philippin là 0.06, sự khác nhau trong nghiên cứu của đề tài và nghiên cứu của Ito và Sato (2007) là do các biến mà đề tài sử dụng là khác với biến mà tác giả sử dụng đặc biệt là biến tỷ giá, chuỗi dữ liệu nghiên cứu của đề tài và của tác giả cũng khác nhau. Kết quả nghiên cứu của đề tài cho trường hợp của Việt Nam cũng khác so với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Thị Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010) và Võ Văn Minh (2009) khi kết quả của hai tác giả này cho thấy mức độ truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá là thấp và tác động cú sốc cung tiền giữ ở mức rất nhỏ trong vịng ít nhất 6 tháng chứng tỏ chính sách tiền tệ phải mất khá nhiều thời gian để tác động tới lạm phát, trong khi đó kết quả của đề tài lại cho thấy mức độ truyền dẫn của tỷ giá đến chỉ số giá là khá cao, bên cạnh đó đề tài cịn cho thấy vai trò quan trọng cung tiền với lạm phát. Nếu như trước đây một nghiên cứu IMF (2003) cho rằng tốc độ cung tiền có ít tác động với lạm phát nhưng tác động lại kéo dài thì kết quả này hồn tồn phù hợp với nghiên cứu của IMF (2006), khi khẳng định rằng tốc độ cung tiền có mối quan hệ với lạm phát từ năm 2002. Điều này có thể được lý giải là do việc tự do hóa cả một loạt các loại giá cả quan trọng trong những năm 2000, thêm vào đó các nghiên cứu trước đây, chủ yếu nghiên cứu trong các giai đoạn tỷ giá được giữ tương đối cứng nhắc. Gần đây, từ cuối năm 2008, NHNN đã tiến hành phá giá nhiều hơn và với mức độ lớn hơn. Do đó, những biến động gần đây trên thị trường ngoại hối, đặc biệt là thị trường tự do, trong năm 2009 và 2010 do niềm tin của vào tiền đồng bị sụt giảm, do hoạt động đầu cơ và tình trạng đơ la hóa đã
khiến cho tác động của tỷ giá đối với lạm phát tăng lên như kết quả của nghiên cứu này cho thấy.
Phân rã phƣơng sai
Trong phần này đề tài thực hiện kỹ thuật phân rã phương sai để xem xét sự biến động trong chỉ số giá qua thời gian thì yếu tố nào góp phần giải thích nhiều hơn cho sự biến động đó, với trật tự các biến được thiết lập với các ma trận ràng buộc đã được đề cập trong chương 3. Kết quả phân rã phương sai
chi tiết xem thêm phụ lục 8.
Bảng 4.17 Kết quả phân rã phương sai của chỉ số giá tiêu dùng cho thấy sự biến động trong chỉ số giá tiêu dùng chủ yếu được giải thích bởi cú sốc của chính nó, cụ thể Việt Nam hơn 70% được giải thích bởi cú sốc của chính nó trong hai kỳ đầu tiên, Thái Lan hơn 80% được giải thích bởi cú sốc của chính nó ngay trong kỳ đầu tiên, Philippin và Indonesia trên 90% được giải thích bởi cú sốc của chính nó ngay trong kỳ đầu tiên. Và sự đóng góp của các yếu tố khác ở Philippin và Indonesia là không đáng kể trong việc giải thích sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng, tuy nhiên ở Việt Nam và Thái Lan thì gần 30% và gần 20% sự biến động trong chỉ số giá được giải thích bởi các cú sốc khác trong đó trong đó ở Việt Nam thì cú sốc trong cung tiền giải thích được trên 18% sau 5 kỳ, cú sốc trong dự trữ ngoại hối giải thích được 12% sau 5 kỳ, sự đóng góp của cú sốc tỷ giá trong việc giải thích sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng là rất nhỏ gần như không đáng kể (0.31% trong kỳ thứ nhất, 1.32 % trong kỳ thứ 5 và 2% trong các kỳ tiếp theo). Tương tự như Việt Nam thì sự biến động trong chỉ số giá ở Philippin và Indonesia cũng được giải thích nhiều hơn bởi yếu tố dự trữ ngoại hối và cung tiền trong các giai đoạn tiếp theo và yếu tố tỷ giá dường như giải thích rất ít cho sự biến động trong chỉ số giá tiêu dùng ở Philippin và Indonesia. Theo Taylor (2000), một hệ số “pass-through” cao của tỷ giá hối đoái ngụ ý một mức truyền dẫn lớn từ
những biến động trong tỷ giá đến các chỉ số giá, nhưng nếu những thay đổi trong tỷ giá chỉ đóng một vai trị nhỏ đối với biến chỉ số giá, thì tỷ giá sẽ không là nhân tố quan trọng quyết định những biến động của giá cả. Nếu hệ số truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến lạm phát ta kiểm định được là 0,667 sau 9 tháng, đây là con số khá cao so với các nước đang phát triển và các nghiên cứu trước đây như đã lý giải ở trên, thì mức giải thích thấp cho biến động của lạm phát cho thấy cơng cụ tỷ giá có thể sử dụng linh hoạt hơn cho nhiều mục tiêu của chính sách tiền tệ, mà vẫn giữ lạm phát mục tiêu không bị chệch hướng đề ra. Ngồi ra, với những đóng góp của yếu tố dự trữ ngoại hối và cung tiền trong việc giải thích sự biến động trong lạm phát gợi ý ra rằng có thể dùng chính sách tiền tệ mà cụ thể là cung tiền và dự trữ ngoại hối trong việc điều tiết lạm phát trong nền kinh tế.
Ở Thái Lan, cú sốc dự trữ ngoại hối đóng góp ngày càng tăng trong sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng cụ thể 0.48% trong kỳ đầu tiên nhưng sau đó 5 kỳ thì sự giải thích của yếu tố này là 24.19% và sau đó đi vào ổn định, tương tự cho cú sốc trong cung tiền và tỷ giá thì đóng góp trong việc giải thích sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng cũng ngày càng tăng, theo đó tỷ giá giải thích được 6.74% trong kỳ đầu tiên, 7.79% trong kỳ thứ 5 và 10.58% trong kỳ thứ 10, yếu tố cung tiền gần như là không thay đổi trong việc giải thích sự biến động của chỉ số tiêu dùng ở Thái Lan, cụ thể 9.33% trong kỳ thứ 1, 9.23% trong kỳ thứ 11, 9.73% trong kỳ thứ 20. Với sự giải thích của các cú sốc trong sự biến động của chỉ số giá tiêu dùng cho thấy các công cụ dự trữ ngoại hối, cung tiền và tỷ giá có thể được sử dụng trong việc điều tiết lạm phát trong nền kinh tế.