2.1 Mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (ERPT) vào chỉ số giá tiêu
2.1.2 Dữ liệu nghiên cứu
Trong nghiên cứu này tác giả sử dụng dữ liệu hàng quý, từ quý 1 năm 2000 đến quý 2 năm 2011. Nguồn dữ liệu và cách xử lý số liệu ban đầu như sau:
- Chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam (CPIVN): được quy về kỳ gốc (Q1 2000 = 100). Nguồn dữ liệu: IFS
- Tỷ giá song phương VND/CNY: Nguồn dữ liệu IFS
- Tỷ giá danh nghĩa hiệu lực (NEER) được tính với các đối tác thương mại
chính của Việt Nam, được qui về kỳ gốc (Q1 2000 = 100). Nguồn dữ liệu: IFS, GSO.
- Chỉ số giá sản xuất Trung Quốc (PPITQ) và chỉ số giá tiêu dùng Trung Quốc
(CPITQ): được quy về kỳ gốc (Q1 2000 = 100). Nguồn dữ liệu: IFS, tổng cục thống kê Trung Quốc
- Sản lượng công nghiệp của Việt Nam (IPVN): tổng cục thống kê Việt Nam
GSO
2.1.3 Các bước thực hiện trong q trình chạy mơ hình
Để đo lường mức độ biến động của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam (CPI), tác giả thực hiện các bước theo trình tự như sau:
- Đầu tiên, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng và
khơng dừng của các chuỗi thời gian của các biến trong mơ hình thực nghiệm.
- Thứ hai, tác giả thực hiện kiểm định đồng liên kết theo phương pháp phân
tích Johasen để xem xét mối quan hệ dài hạn giữa các biến trong mơ hình nghiên cứu. Từ đó, xác định mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng trong dài hạn.
- Thứ ba, sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để đo lường mức độ
truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng trong ngắn hạn.
- Thứ tư, tác giả sử dụng chức năng Kalman filter trong phần mềm Eviews để
ước đoán hệ số , theo từng quý trong giai đoạn từ Q1 2000 đến Q2
2011. Từ đó có thể dễ dàng xác định được xu hướng của mức độ truyền dẫn trong giai đoạn từ 2000 – 2011.
2.1.4 Kiểm định nghiệm đơn vị
Trước khi thực hiện mơ hình hồi qui đồng liên kết và mơ hình hiệu chỉnh sai số (ECM). Tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị riêng lẻ từng biến để xác định thuộc tính dừng của các chuỗi số thời gian của các biến trong mơ hình thực nghiệm. Trong nghiên cứu này tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị theo phương pháp ADF. Kết quả như sau:
Bảng 2.1: kết quả kiểm định nghiệm đơn vị
ADF 1% 5% 10% Kết quả LnCPIVN -1.21107 -4.23497 -3.54033 -3.20245 Không dừng LnCPITQ -3.75154 -4.1985 -3.52362 -3.1929 Không dừng ở mức 1% LnPPITQ -2.91173 -4.18091 -3.51552 -3.18826 Không dừng LnCPIA -1.48309 -4.205 -3.52661 -3.19461 Không dừng LnNEER -0.90747 -4.17564 -3.51308 -3.18685 Không dừng Ln 2.19639 -4.17564 -3.51308 -3.18685 Không dừng LnIPVN -3.80231 -4.17564 -3.51308 -3.18685 Không dừng ở mức 1% ADF LnCPIVN -4.66993 -4.24364 -3.54428 -3.2047 Dừng LnCPITQ -4.16511 -4.21187 -3.52976 -3.19641 Dừng ở mức 5% và 10% LnPPITQ -5.98491 -4.18648 -3.51809 -3.18973 Dừng LnCPIA -4.02142 -4.205 -3.52661 -3.19461 Dừng ở mức 5% và 10% LnNEER -5.60371 -4.18648 -3.51809 -3.18973 Dừng Ln -4.72281 -4.18091 -3.51552 -3.18826 Dừng LnIPVN -7.36991 -4.19234 -3.52079 -3.19128 dừng
Kết quả kiểm định cho thấy LnCPIVN, LnCPITQ, LnPPITQ, LnCPIA, LnNEER,
Ln , LnIPVN là chuỗi thời gian không dừng (khơng có xu hướng) ở chuỗi gốc
2.1.5 Chọn bước trễ tối ưu cho các biến trong mơ hình
Trước khi tiến hành phân tích đồng liên kết để từ đó đo lường mức độ truyền dẫn trong dài hạn thơng qua mơ hình VECM và đo lường mức độ truyền dẫn trong ngắn hạn qua mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM, tác giả tiến hành chọn bước trễ cho các biến trong mơ hình. Kết quả kiểm định bước trễ thể hiện qua các bảng sau:
Bảng 2.2 Bảng độ trễ tối ưu (tỷ giá VND/CNY, CPITQ)
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: LNCPIVN LNVND_CNY LNCPITQ LNIPVN Exogenous variables: C
Date: 03/18/12 Time: 13:55 Sample: 2000Q1 2011Q2 Included observations: 41
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 244.7591 NA 9.32e-11 -11.74435 -11.57717 -11.68347 1 473.4689 401.6367 2.92e-15 -22.12043 -21.28455* -21.81605 2 487.6878 22.19531 3.26e-15 -22.03355 -20.52895 -21.48566 3 503.0981 21.04826 3.57e-15 -22.00479 -19.83147 -21.21339 4 535.8389 38.33071* 1.78e-15 -22.82141 -19.97939 -21.78650 5 560.1094 23.67851 1.48e-15* -23.22485* -19.71412 -21.94643*
* 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
Bảng 2.3 Bảng độ trễ tối ưu (tỷ giá VND/CNY, PPITQ)
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: LNCPIVN LNVND_CNY LNPPITQ LNIPVN Exogenous variables: C
Date: 03/18/12 Time: 13:57 Sample: 2000Q1 2011Q2 Included observations: 41
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 218.9735 NA 3.28e-10 -10.48651 -10.31933 -10.42564 1 431.6876 373.5467 2.24e-14 -20.08232 -19.24643* -19.77794 2 444.5027 20.00406 2.68e-14 -19.92696 -18.42236 -19.37907 3 459.9448 21.09164 2.93e-14 -19.89975 -17.72644 -19.10835 4 486.0243 30.53210 2.03e-14 -20.39143 -17.54941 -19.35652 5 533.2330 46.05724* 5.48e-15* -21.91380* -18.40307 -20.63539*
* 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
Bảng 2.4 Bảng độ trễ tối ưu (NEER, CPIA)
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: LNCPIVN LNNEER LNCPIA LNIPVN Exogenous variables: C
Date: 03/18/12 Time: 13:58 Sample: 2000Q1 2011Q2 Included observations: 41
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 218.0955 NA 3.42e-10 -10.44368 -10.27650 -10.38281 1 409.9434 336.9037 6.47e-14 -19.02163 -18.18574 -18.71725 2 442.9997 51.60002 2.89e-14 -19.85364 -18.34904* -19.30575 3 458.5682 21.26426 3.13e-14 -19.83259 -17.65928 -19.04119 4 491.3487 38.37718 1.56e-14 -20.65116 -17.80913 -19.61625 5 529.7576 37.47208* 6.50e-15* -21.74427* -18.23354 -20.46586*
* 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
Kết quả chọn độ trễ tối ưu được thể hiện ở bảng 3 với các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ khác nhau (LR, FPE, AIC, SC, HQ) nhưng trong mỗi mơ hình, hầu hết các tiêu chuẩn đều chọn độ trễ là 5. Vì vậy, trong nghiên cứu này, tác giả chọn bước trễ là 5 quý cho cả 03 mơ hình để thực hiện trong mơ hình VECM và mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM.
2.1.6 Kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johasen
Do các biến sử dụng trong mơ hình hồi qui đều ở dạng logarit và khơng dừng nên phải kiểm định khả năng xảy ra các vec tơ đồng liên kết giữa các dãy số thời gian. Tác giả sử dụng phương pháp Johansen và Juselius (1990) để thực hiện kiểm định
trong việc áp dụng nguyên tắc hợp lý cực đại nhằm xác định sự tồn tại của các vec tơ đồng liên kết giữa các dãy số thời gian không dừng. Với sự hỗ trợ của phần mềm thống kê Eviews, kết quả cho thấy cả hai kiểm định mà phương pháp Johansen và Juselius (1990) đưa ra là kiểm định theo thống kê Trace và kiểm định giá trị riêng cực đại của ma trận (maximal eigenvalue) đều bác bỏ giả thuyết không tồn tại véc tơ đồng liên kết và khẳng định có tồn tại ít nhất một mối quan hệ đồng liên kết của các biến trong mơ hình. Như vậy, có tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến lựa chọn trong mơ hình (3) và (4). Kết quả cụ thể như sau:
Bảng 2.5 Kết quả kiểm đồng liên kết theo phương pháp Johasen1
Trace statistic Maximum eigenvalue statistic
r > 0 r > 1 r > 2 r > 3 r > 0 r > 1 r > 2 r > 3 PPI_CNY 114.8392a 43.13784b 16.61256c 3.213809 71.70137a 26.52528b 13.39875 3.213809 CPI_CNY 113.2983a 60.53815b 13.16443 0.108922 52.76018a 47.37372b 13.05551 0.108922 NEER 124.1109a 57.28613b 15.87007c 0.004448 66.8248a 41.41606b 15.86562c 0.004448 5% critical value 47.85613 29.79707 15.49471 3.841466 27.58434 21.13162 14.2646 3.841466
a: đại diện cho 01 vec tơ đồng liên kết trong phương trình; b: đại diện cho 02 vec tơ đồng liên kết trong phương trình; c: đại diện cho 03 vec tơ đồng liên kết trong phương trình
2.1.7 Đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng trong dài hạn bằng mơ hình VECM trong dài hạn bằng mơ hình VECM
Từ kết quả kiểm định đồng liên kết theo phương pháp Johasen nêu trên, chúng ta có được bảng kết quả mức độ truyền dẫn trong dài hạn được đo lường bằng mơ hình VECM như sau:
1 Xem chi tiết tại phụ lục 1, 2, 3
Bảng 2.6 Mức độ truyền dẫn của tỷ giá vào chỉ số giá tiêu dùng CPI trong dài hạn theo mơ hình VECM2
Vector Error
Correction Estimates
VND/CNY NEER
CPI_TQ PPI_TQ CPIA
Coefficient t-statistics Coefficient t-statistics Coefficient t-statistics
C -11.0744 -9.38905 -5.49706 LNVND_CNY 0.685529*** -17.6991 1.473421*** -6.38156 LNNEER 0.170766*** -3.15380 LNCPITQ 2.062747*** -15.3782 LNPPITQ 0.724712 1.58386 LNCPIA 2.809246*** -41.7731 LNIPVN 0.091995*** -4.61269 0.553244*** -4.44672 -0.33565*** 17.5392
***, **, * thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%
Từ bảng kết quả trên cho thấy, trong dài hạn hầu như tất cả các biến trong phương trình đều ảnh hưởng đến chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam CPI cụ thể như sau:
- Trường hợp tỷ giá song phương VND/CNY:
Với chỉ số giá tiêu dùng CPI TQ là đại diện cho chi phí sản xuất của
Trung Quốc: mức truyền dẫn của tỷ giá (ERPT) là 0,68 nghĩa là trong dài hạn khi tỷ giá song phương VND/CNY tăng 1% thì sẽ tác động làm cho chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam tăng lên 0,68%, mức truyền dẫn là khơng hồn tồn.
Với chỉ số giá sản xuất PPI TQ là đại diện cho chi phí sản xuất của
Trung Quốc: mức truyền dẫn của tỷ giá (ERPT) là 1,47 nghĩa là khi tỷ giá song phương VND/CNY tăng 1% thì sẽ tác động làm chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam tăng lên 1,47%, mức truyền dẫn là hoàn toàn. Điều này có thể được lý giải như sau, trong cơ cấu hàng nhập khẩu của Việt Nam từ Trung Quốc thì ngun liệu, máy móc thiết bị và
xăng dầu chiếm phần lớn. Theo số liệu tổng cục hải quan, tỷ trọng 03 nhóm hàng này chiếm khoảng 64%, 64% và 60% trong các năm 2009, 2010, 2011. Như đã trình bày ở phần 1.2, Otani 2003 và Khundrakpam 2007 đã phát hiện ra rằng mức truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào giá tiêu dùng các mặt hàng xăng dầu và nguyên liệu là lớn hơn 1 tức mức truyền dẫn là hoàn toàn. Vì vậy, nguyên liệu và xăng dầu chiếm tỷ trọng lớn trong cơ cấu các mặt hàng nhập khẩu từ Trung Quốc có thể là nguyên nhân làm cho mức truyền dần của tỷ giá vào giá tiêu dùng lớn hơn 1. Bên cạnh đó, việc các cơng ty xuất khẩu vào Việt Nam, đặc biệt là các cơng ty bán máy móc thiết bị dùng cho sản xuất công nghiệp, xăng dầu, nguyên liệu không yết giá các sản phẩm hoặc giá cả trên hợp đồng giao dịch không được yết theo VND mà theo CNY hoặc USD do đó khi VND bị phá 1% thì giá cả hàng hóa nhập khẩu này cũng tăng thêm 1% tức mức truyền dẫn là hoàn toàn, quan điểm này từng được đưa ra bởi Devereux, M.B., Engel, C. và Storgaard, P.E. (2004). Vì vậy, đây cũng có thể là nguyên nhân quan trọng làm cho mức truyền dẫn lớn hơn 1 tức truyền dẫn là hoàn toàn.
- Trường hợp tỷ giá danh nghĩa hiệu lực NEER, với chỉ số giá tiêu dùng các
nước Đơng Á (CPIA) là đại diện cho chi phí sản xuất của các nước giao dịch thương mại chính với Việt Nam: mức truyền dẫn ERPT trong dài hạn là 0,17 nghĩa là khi tỷ giá danh nghĩa hiệu lực tăng 1% sẽ ảnh hưởng đến chỉ số giá tiêu dùng tăng 0,17%, mức truyền dẫn là khơng hồn tồn.
- Các biến đại diện cho chi phí sản xuất của quốc gia xuất khẩu vào Việt Nam:
CPI TQ, PPI TQ và CPIA đều mang dấu dương nghĩa là khi chi phí sản xuất của các quốc gia xuất khẩu vào Việt Nam tăng sẽ làm cho giá hàng hóa xuất khẩu vào Việt Nam tăng từ đó làm tăng chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam. Các biến này đều có ý nghĩa thống kê ngoại trừ PPI TQ thì có ý nghĩa khơng rõ ràng.
- Biến sản lượng công nghiệp của Việt Nam IPVN đại diện cho thu nhập của người tiêu dùng Việt Nam, khi thu nhập tăng, theo kỳ vọng người tiêu dùng Việt Nam tăng nhu cầu đối với hàng hóa nhập khẩu từ đó làm CPI VN tăng vì vậy kỳ vọng hệ số λ và λ’ mang dấu dương. Nhưng theo kết quả hồi qui, hệ số tương hối qui của IPVN lại có ý nghĩa khơng đồng nhất:
Trong trường hợp tỷ giá song phương VND/CNY (CPI TQ và PPI TQ
là đại diện cho chi phí sản xuất Trung Quốc): IP VN đều có ý nghĩa thống kê và dấu đúng kỳ vọng.
Trong trường hợp tỷ giá danh nghĩa hiệu lực NEER: IP VN mặc dù có
ý nghĩa thống kê nhưng lại mang dấu không đúng kỳ vọng. Theo số liệu của tổng cục hải quan, hàng hóa mà Việt Nam nhập khẩu từ các các đối tác thương mại chính (Trung Quốc, Hồng Kông, Thái Lan, Singapore, Nhật Bản, Hàn Quốc, Mỹ, Úc, Đức) bên cạnh các mặt hàng thiết yếu như: xăng dầu, máy móc thiết bị cịn có một phần lớn là các sản phẩm thứ cấp như thực phẩm, vải sợi, hóa chất… Trong giai đoạn từ 2000 đến 2007, Việt Nam không ngừng mở rộng quan hệ với nhiều quốc gia khác thuộc khối OPEC, APEC, EU hay ASIAN. Bên cạnh đó, khi thu nhập tăng, người tiêu dùng có nhu cầu cao hơn đối với các sản phẩm thứ yếu hoặc chuyển sang sử dụng các sản phẩm tương tự được nhập từ các quốc gia khác. Vì vậy, hồn tồn có khả năng Việt Nam giảm dần tỷ trọng hàng hóa thứ yếu nhập khẩu từ các quốc gia trong rổ tính NEER chuyển sang nhập khẩu từ các quốc khác. Vì vậy làm cho giá nhập khẩu các hàng hóa từ các quốc gia trong rổ tính NEER giảm khi thu nhập tăng, qua đó làm cho chỉ số giá tiêu dùng giảm.
2.1.8 Mức độ truyền dẫn trong ngắn hạn: mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM
trong ngắn hạn dưới sự ảnh hưởng của các yếu tố chi phí sản xuất và thu nhập của người tiêu dùng, tác giả sử dụng mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM. Mơ hình hiệu chỉnh sai số ECM được sử dụng trong ước lượng để xác định cân bằng dài hạn của chỉ số giá tiêu dùng (CPI) từ sự tự vận động trong ngắn hạn khi xảy các cú sốc bất ngờ tác động lên chỉ số giá tiêu dùng (CPI).
Để thực hiện mơ hình ECM, đầu tiên các biến trễ trong mơ hình được giới hạn là 5 kỳ như kết quả chọn bước trễ tối ưu được trình bày trên. Phần dư EC được tính từ vec tơ đồng tích hợp theo phương pháp Johasen trong mơ hình (6) và (7), phần dư EC được đưa vào mơ hình ECM nhằm đảm bảo mối quan hệ cân bằng dài hạn được thõa mãn.
Các biến số ở dạng chuỗi gốc I(0) là dãy số số thời gian không dừng, các biến số ở dạng sai phân bậc 1 I(1) là các dãy số thời gian có tính dừng nên ta đưa các biến số ở dạng sai phân bậc 1 vào mơ hình.
Theo Ghosh và Rajan (2007a), tác giả đã xem xét mức độ truyền dẫn của tỷ giá song phương VND/CNY và tỷ giá danh nghĩa hiệu lực NEER vào chỉ số giá tiêu dùng Việt Nam (CPI) dưới ảnh hưởng của các yếu tố: chi phí sản xuất của quốc gia xuất khẩu Trung Quốc (CPITQ và PPITQ), thu nhập của người tiêu dùng Việt Nam (IPVN) và chỉ xem xét ảnh hưởng của chính CPI ở kỳ trước đó tức độ trễ là 01 q, mơ hình cụ thể như sau:
LnCPIVNt = + + + +
+ δECt-1 + µ (7)
LnCPIVNt = + + + +
+ δ’ECt-1 + µ (8)
Mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào chỉ số giá tiêu dùng được thể hiện qua