Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền đồng đến lạm phát Việt Nam

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

Phan Thành Hưng

CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN TỪ VIỆC PHÁ GIÁ TIỀN ĐỒNG ĐẾN LẠM PHÁT VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2012

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

Phan Thành Hưng

CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN TỪ VIỆC PHÁ GIÁ TIỀN ĐỒNG ĐẾN LẠM PHÁT VIỆT NAM

Chuyên ngành

: KINH TẾ TÀI CHÍNH NGÂN HÀNG

Mã số

: 60.31.12

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC

TS. Trần Thị Hải Lý

TP. Hồ Chí Minh – Năm 2012

Lời cam đoan

Tôi xin cam đoan Luận văn Thạc Sỹ Kinh Tế với đề tài “CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN

TỪ VIỆC PHÁ GIÁ TIỀN ĐỒNG ĐẾN LẠM PHÁT VIỆT NAM” là công

trình nghiên cứu của riêng tôi dưới sự hướng dẫn của TS. Trần Thị Hải Lý.

Các số liệu, kết quả trong luận văn là trung thực và chưa từng được ai công bố trong

bất kỳ công trình nào khác. Tôi sẽ chịu trách nhiệm về nội dung tôi đã trình bày

trong luận văn này.

Phan Thành Hưng

Con xin ghi nhớ công ơn của Bố và Mẹ đã chắp cánh cho con những ước

mơ, hoài bảo và khát vọng.

Phan Thành Hưng

Mục lục

Mục lục ........................................................................................................................... i

Danh mục từ viết tắt và ký hiệu ................................................................................... iv

Danh mục các hình ........................................................................................................ v

Danh mục các bảng .....................................................................................................vii

Phụ lục ....................................................................................................................... viii

TÓM LƯỢC .................................................................................................................................................................................................................................... 11 TÓM LƯỢC

MMỞỞ ĐĐẦẦUU .............................................................................................................................................................................................................................................. 22

1. Vấn đề nghiên cứu................................................................................................. 3

2. Mục tiêu nghiên cứu .............................................................................................. 3

3. Dữ liệu nghiên cứu ................................................................................................ 3

4. Phương pháp nghiên cứu ....................................................................................... 4

5. Kết cấu đề tài ......................................................................................................... 4

6. Những đóng góp của đề tài ................................................................................... 5

CHƯƠNG 1: TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VỀ TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN

CỦA TỶ GIÁ ĐẾN LẠM PHÁT .............................................................................. 5

1.1 Các lý thuyết về tác động truyền dẫn của tỷ giá (ERPT – Exchange rate pass

through) ................................................................................................................ 5

1.1.1 Cơ chế tác động của tỷ giá đến giá trong nước ............................................... 5

1.1.2 Lý thuyết ngang giá sức mua (PPP) và những nguyên nhân làm cho tỷ giá

lệch khỏi PPP........................................................................................................ 7

1.1.3 Sự khác biệt về hệ số truyền dẫn (ERPT) ....................................................... 9

1.2 Các bằng chứng thực nghiệm về tác động truyền dẫn của tỷ giá đến lạm phát ... 11

1.2.1 Bằng chứng thực nghiệm trên thế giới .......................................................... 11

1.2.2 Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam ......................................................... 14

CHƯƠNG 2: PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU ............................... 20

2.1 Phương pháp nghiên cứu ...................................................................................... 20

2.1.1 Nghiên cứu định tính ..................................................................................... 20

2.1.1 Nghiên cứu định lượng .................................................................................. 20

2.1.1.1 Mô hình nghiên cứu ................................................................................... 20

2.1.1.2 Các bước thực hiện ..................................................................................... 23

2.2 Dữ liệu nghiên cứu ............................................................................................... 24

CHƯƠNG 3: LẠM PHÁT TẠI VIỆT NAM VÀ CÁC NHÂN TỐ TÁC ĐỘNG ... 28

3.1 Diễn biến Lạm phát Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2011 ................................ 28

3.2 Các nhân tố tác động tới lạm phát Việt Nam........................................................ 30

3.2.1 Sự sụt giảm tỷ giá (Depreciation) ................................................................. 30

3.2.2 Tỷ giá thực (Real Exchange Rate) và độ chênh lệch tỷ giá thực .................. 35

3.2.3 Độ mở cửa của nền kinh tế (Oppeness) ........................................................ 38

3.2.4 Chênh lệch sản lượng (Output gap) .............................................................. 40

3.2.5 Phương pháp tính .......................................................................................... 41

3.2.6 Kỳ vọng lạm phát .......................................................................................... 43

3.3 Tranh luận về nguyên nhân lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu ....................... 43

CHƯƠNG 4: KIỂM ĐỊNH CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN TỪ VIỆC PHÁ GIÁ TIỀN

ĐỒNG TỚI LẠM PHÁT VIỆT NAM TRONG GIAI ĐOẠN 2000 – 2011 ........ 46

4.1 Mô tả số liệu ......................................................................................................... 46

4.2 Ước lượng các giá trị cân bằng ............................................................................ 47

4.3 Kiểm định nghiệm đơn vị ..................................................................................... 49

iii

4.4 Tác động của sụt giảm tỷ giá đến lạm phát .......................................................... 53

4.5 Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo ............................................................... 58

Tài liệu tham khảo

Phụ lục

Danh mục từ viết tắt và ký hiệu

Viết tắc Tên tiếng Việt Tên tiếng Anh

Ngân hàng phát triển Châu Á Asia Development Bank ADB

Quỹ tiền tệ quốc tế International Monetary Fund IMF

Đồng đô la Mỹ United States dollar USD

Việt Nam Đồng Viet Nam Dong VND

Ngân hàng Thế giới World Bank WB

Tổ chức Thương mại Thế giới World Trade Organization WTO

Cơ chế truyền dẫn từ tỷ giá Exchange rate pass throught ERPT

Foreign Direct Investment Vốn đầu tư trực tiếp nước ngoài FDI

Official Development Assistance Hỗ trợ phát triển chính thức ODA

Foreign Portfolio Investment International Financial statistics

Đầu tư gián tiếp nước ngoài Thống kê tài chính quốc tế

Hệ thống thông tin cảnh báo Information Notice System FPI IFS INS

Tổng cục thống kê GSO General Statistics Office

Ký hiệu Tên tiếng Việt Tên tiếng Anh

Lạm phát Inflation π

Chỉ số giá tiêu dùng Consumer Price Index CPI

Tỷ giá hối đoái thực ban đầu Real Exchange rate RER

Kiểm định ADF Augmented Dickey - Fuller ADF

Mô hình tự hồi quy Vectơ VAR

Mô hình sai số ECM Error correction terms ECM

GDP de GDP điều chỉnh GDP deflator

GDP danh nghĩa Nominal GDP GDPN

GDP thực Real GDP GDPR

Độ mở của của nền kinh tế Openness OPEN

Mức độ sụt giảm tỷ giá Exchange rate depreciation ê

Danh mục các hình

Hình 1.1: Cơ chế truyền dẫn của tỷ giá đến lạm phát ................................................... 5

Hình 2.1: Các kênh tác động đến lạm phát ................................................................. 23

Hình 3.1: Lạm phát Việt Nam tính theo CPI và GDP deflator 2000 - 2010 (%) ........ 28

Hình 3.2: Tỷ lệ lạm phát hàng tháng ở Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2010 (%) .. 30

Hình 3.3: Tỷ giá danh nghĩa VND/USD (bên trái) và lạm phát ở Việt Nam (bên phải),

2000 – 2011 ................................................................................................................. 31

Hình 3.4: Tỷ giá VND/USD theo ngày và biên độ, 2008-2011 .................................. 32

Hình 3.5: Tỷ giá chính thức và tỷ giá thị trường tự do theo ngày, VND/USD, 2008 -

2011 ............................................................................................................................. 34

Hình 3.6: Mối quan hệ tỷ giá danh nghĩa VND/USD (bên trái) và lạm phát Việt Nam

(bên phải), 2000 - 2011 .............................................................................................. 35

Hình 3.7: Tỷ giá thực và tỷ giá danh nghĩa VND/USD (%) theo quý 2000-2011 (Quý I

năm 2000 là kỳ gốc) .................................................................................................... 36

Hình 3.8: Độ chênh lệch tỷ giá hối đoái thực Việt Nam, 2000 – 2011 ....................... 37

Hình 3.9: Mối quan hệ tỷ giá hối đoái thực VND/USD (bên trái) và lạm phát Việt Nam

(bên phải), 2000 - 2011 .............................................................................................. 37

Hình 3.10: Độ mở cửa nền kinh tế Việt Nam theo quý 2000 – 2011 .......................... 38

Hình 3.11: Mối quan hệ độ mở cửa của nền kinh tế (bên trái) và lạm phát Việt Nam

(bên phải), 2000 - 2011 .............................................................................................. 39

Hình 3.12: GDP thực và GDP tiềm năng ở Việt Nam, 2000 – 2011 ........................... 40

Hình 3.13: Mối quan hệ giữa GDP thực (%, bên trái) và lạm phát ở Việt Nam (%, bên

phải), 2000 - 2011 ...................................................................................................... 41

Hình 3.14: Giá dầu thế giới trong giai đoạn 2000 - 2010 (USD/Thùng) .................... 44

Hình 4.1: Giá trị cân bằng của RER và GDP 2001Q1 – 2011Q4 ............................... 48

Hình 4.2: RER Misalignment và GDP gap dạng mức và I(1)..................................... 51

Hình 4.3: IFL và ERD dạng mức và I(1), I(2) ........................................................... 53

vii

Danh mục các bảng

Bảng 2.1: Các biến cơ sở và ký hiệu sử dụng ............................................................. 26

Bảng 3.1: Chỉ số giá tiêu dùng theo tháng giai đoạn 2003-2010 (%) ......................... 42

Bảng 4.1: Tóm tắt thống kê các biến ........................................................................... 46

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định ADF các biến ước lượng giá trị cân bằng .................... 49

Bảng 4.3: Giá trị tới hạn của thống kê (cid:1) cho mẫu nghiên cứu .................................... 50 Bảng 4.4: Kết quả kiểm định ADF các biến đưa vào phương trình hồi quy ............... 52

Bảng 4.5: Kỳ vọng về dấu các biến ............................................................................. 54

Bảng 4.6: Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 3 ........................ 54

Bảng 4.7: Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 6 ........................ 55

Bảng 4.8: Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 9 ........................ 55

Bảng 4.9: Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 12 ...................... 56

viii

Phụ Lục

Phụ lục I – Công thức tính chỉ số giá .............................................................................. 63

Phụ lục II – Tóm tắt về kiểm định ADF .......................................................................... 64

Phụ lục III – Kết quả chi tiết kiểm định tính dừng ADF các biến ................................. 65

Phụ lục IV – Kết quả ước lượng ...................................................................................... 75

TÓM LƯỢC

Nghiên cứu này được thực hiện nhằm ước tính hệ số truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá

đến lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2011. Trong bài nghiên cứu này các

yếu tố sau được coi là những yếu tố chính quyết định hệ số truyền dẫn: sự sụt giảm tỷ

giá hối đoái, chênh lệch sản lượng, độ mở cửa của nền kinh tế, mức độ định giá cao tỷ

giá hối đoái thực và lạm phát ban đầu. Kết quả nghiên cứu cho thấy hệ số truyền dẫn

độ sụt giảm tỷ giá tương quan thuận với lạm phát và đạt giá trị cực đại trong khoản

thời gian t đến t + 9, sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực tương quan nghịch và là yếu tố

chính tác động tới lạm phát, hệ số truyền dẫn đạt giá trị cực đại trong khoản thời gian t

đến t + 12. Ngoài ra bài nghiên cứu cũng cho thấy yếu tố lạm phát ban đầu tác động rất

mạnh tới lạm phát trong các giai đoạn sau đó và đạt giá trị cực đại tại thời gian t đến t

+ 12, độ mở cửa của nền kinh tế có tác động nhưng rất ít tới lạm phát và chỉ trong giai

đoạn t + 6 và t + 9.

Các từ khoá: Lạm phát, Tỷ giá, Tác động truyền dẫn

MỞ ĐẦU

1. Vấn đề nghiên cứu

Có rất nhiều nghiên cứu về sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái tới chỉ số giá tiêu dùng (lạm

phát) như: Chhibber (1991) chỉ ra rằng tác động của việc phá giá tới lạm phát phụ

thuộc vào độ linh hoạt của tỷ giá, độ mở của tài khoản vốn và mức độ kiểm soát giá;

Bodart (1996) nghiên cứu các tác động của việc cải cách tỷ giá lên lạm phát ở một

nước nhỏ và mở bằng cách kết hợp giữa quan điểm tài khóa với các chế độ tỷ giá khác

nhau; Ilan Goldfajn và Sergio R.C. Werlang (1998) trong một nghiên cứu thực nghiệm

về Cơ chế truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá đến lạm phát theo khung dữ liệu bảng đã

thấy rằng có mối quan hệ giữa sự sụt giảm tỷ giá hối đoái và lạm phát; McCarthy, J.

(2000), sử dụng mô hình VAR để nghiên cứu về truyền dẫn của tỷ giá hối đoái. Bài

nghiên cứu chỉ ra rằng: (1) Việc nâng giá đồng nội tệ sẽ làm giảm giá cả nhập khẩu và

điều này kéo dài ít nhất trong khoản thời gian 1 năm ở các nước khảo sát. (2) Phản ứng

của chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng đối với chỉ số giá nhập khẩu là dương và

có ý nghĩa thống kê ở hầu hết các nước được khảo sát; Agnès Belaisch (2003), nghiên

cứu Cơ chế truyền dẫn Tỷ giá hối đoái tại Brazil. Ông kết luận rằng: (1) Sau 2 quý xảy

ra cú shock về tỷ giá thì sẽ tác động đến giá tiêu dùng (consumer prices), với tỷ lệ

tương ứng là 6% sau 2 quý và 17% sau 1 năm…

Ở Việt Nam, trong giai đoạn 2000 – 2011, đồng tiền Việt Nam (VNĐ) liên tục bị phá

giá đi kèm theo nó là tỷ lệ lạm phát Việt Nam luôn ở mức cao. Cụ thể nếu lạm phát

trong năm 2000 là -0,5%, 2001 là 0,8% và giai đoạn 2003 – 2004 giao động ở mức 4%

thì trong năm 2004 đã tăng lên đến 7%, năm 2008 là 22,14% (đây là tỷ lệ lạm phát

cao nhất trong giai đoạn 2000 – 2011 và cũng là tỷ lệ lạm phát cao nhất so các các nền

kinh tế trong khu vực Đông Nam Á) và tiếp tục duy trì ở mức cao này cho đến hiện

nay. Như vậy, câu hỏi đặt ra là có mối quan hệ nào giữa việc phá giá tiền đồng và lạm

phát ở Việt Nam hay không ? Và nếu có thì mức độ ảnh hưởng sẽ như thế nào ? Sau

khoản thời gian bao nhiều thì việc phá giá tiền đồng tác động mạnh nhất, ảnh hưởng

nhiều nhất đến lạm phát Việt Nam ?

Trong bối cảnh đó, một nghiên cứu thực nghiệm để giải thích mức độ truyền dẫn từ

việt sụt giảm tỷ giá tiền đồng đến lạm phát Việt Nam cần được thực hiện một cách

nghiêm túc. Nghiên cứu này cần được dựa trên một nền tảng lý thuyết cũng như các

bằng chứng từ những nghiên cứu trước đây một cách vững chắc và nhất quán tránh

những nhận định mang tính chủ quan và có tính sự kiện. Hơn nữa, lạm phát là một

hiện tượng tổng hợp của rất nhiều yếu tố và sẽ là sai lầm và không khách quan nếu chỉ

giải thích nó bằng một nguyên nhân duy nhất và bác bỏ các nguyên nhân còn lại.

Chính vì những nguyên nhân trên tác giả đã thực hiện nghiên cứu: “ Cơ chế truyền

2. Mục tiêu nghiên cứu

dẫn từ việc phá giá tiền đồng đến lạm phát Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2011”.

Nghiên cứu này nhằm vào 2 mục tiêu sau:

Thứ nhất, xác định xu hướng biến động của mực độ truyền dẫn tỷ giá (ERPT) vào lạm

phát phát Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2011 với các độ trễ tương ứng là sau 3

tháng, 6 tháng, 9 tháng và 12 tháng là như thế nào.

Thứ hai, xác định mực độ ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô như: độ lệch GDP ((GDP

deviation from an estimated trend), tỷ giá hôí đoái thực ((RER – Real exchage rate),

môi trường lạm phát ban đầu, độ mở của của nền kinh tế (oppenness) ảnh hưởng đến

3. Dữ liệu nghiên cứu

mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (ERPT) vào lạm phát của Việt Nam.

Trong công trình nghiên cứu này tác giả đã sử dụng số liệu thống kê từ các nguồn sau:

thống kê tài chính quốc tế (International Financial statistics – IFS); hệ thống thống

thông tin cảnh báo (Information Notice System – INS của IFM; Ngân hàng phát triển

Châu Á (ADB); Tổng cục thống kê Việt Nam (GSO); Ngân hàng thế giới (WB) trong

khoản thời gian từ 2000 – 2011. Các chỉ tiêu được xây dựng bằng cách sử dụng dữ liệu

hàng quý (từ quý I năm 2000 đến Quý IV năm 2011) có tổng cộng 48 quan sát hợp lệ

được tính toán và thu thập từ các nguồn khác nhau. Giai đoạn nghiên cứu có khá nhiều

dữ liệu bởi vì trong thời kỳ này diễn ra nhiều biến động mạnh giữa tỷ giá đồng đô la

Mỹ và đồng Việt Nam. Cũng có những giai đoạn bình lặng và xen kẽ vào đó là những

giai đoạn khủng hoảng tỷ giá nghiêm trọng. Việc phân tích dữ liệu theo từng bảng cho

phép bài nghiên cứu này tập hợp được một lượng lớn lượng dữ liệu đã từng được sử

4. Phương pháp nghiên cứu

dụng trong các nghiên cứu trước đó.

Để đáp ứng cho mục tiêu nghiên cứu trên, Luận văn bắt đầu bằng những lý thuyết và

bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa tỷ giá và lạm phát. Tiếp sau đó tác giả

trình bày phương pháp nghiên cứu làm cơ sở cho việc xác định cơ chế truyền dẫn từ

việc từ sụt giảm tỷ giá đến lạm phát và nguồn dữ liệu phục vụ cho nghiên cứu này. Sau

5. Kết cấu của đề tài

đó là nghiên cứu định tính, kết quả kiểm định và các hàm ý từ kết quả nghiên cứu.

Ngoài lời mở đầu, danh mục bảng, danh mục hình, danh mục các chữ việt tắt, phụ lục,

tài liệu tham khảo, đề tài gồm 4 chương nội dung:

Chương 1: Tổng quan lý thuyết về tác động truyền dẫn của tỷ giá. Mục tiêu của

chương này là tóm tắt các lý thuyết có liên quan về cơ chế truyền dẫn của tỷ giá đến

lạm phát. Sau đó tác giả tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm gần đây trên Thế giới

cũng như ở Việt Nam về tác động truyền dẫn của tỷ giá đến lạm phát nhằm xác định

các yếu tố vĩ mô có thể tác động đến mức độ truyền dẫn của tỷ giá (Exchange rate pass

thought). Chương này là cơ sở để tác giả thực hiện các nghiên cứu thực nghiệm ở phần

sau.

Chương 2: Phương pháp và dữ liệu nghiên cứu. Mục tiêu của chương 2 là trình bày

phương pháp và nguồn dữ liệu để thực hiện nghiên cứu cũng như mô tả các biến sử

dụng trong bài nghiên cứu. Nội dung của chương này là cơ sở cho các phân tích,

nghiên cứu tiếp theo ở Chương 3 và Chương 4.

Chương 3: Lạm phát ở Việt Nam và các nhân tố tác động. Bằng phương pháp

thống kê mô tả, bảng biểu và hình. Trong chương này Tác giả thực hiện nghiên cứu

định tính, nhận định vấn đề theo lối diễn dịch, quy nạp nhằm xác định các nhân tố như:

Sự sụt giảm tỷ giá (Depreciation), tỷ giá thực (Real exchange rate - RER), độ chênh

lêch tỷ giá thực ( RER Misalighment), độ mở cửa nền kinh tế (Oppenness), chênh lệch

sản lượng (Output gap), phương pháp tính, kỳ vọng lạm phát có phải là các nhân tố

chính tác động tới lạm phát Việt Nam và tác động như thế nào trong giai đoạn nghiên

cứu.

Chương 4: Kiểm định cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền đồng tới lạm phát

Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2011. Đây là chương quan trọng nhất và chuyển tải

được toàn bộ nội dung của đề tài này. Tác giả đã sử dụng mô hình ước tính sự truyền

dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá sang lạm phát ở Việt Nam theo khung dữ liệu bảng tương tự

như mô hình Ilan Goldfajn và Sergio R.C. Werlang (1998) đã sử dụng. Trong chương

này tác giả đã đo lường mức độ ảnh hưởng của các yếu tố vĩ mô đến hệ số truyền dẫn

6. Những đóng góp của đề tài

của tỷ giá hối đoái (ERPT) trong giai đoạn 2000 – 2011 tại Việt Nam.

Thứ nhất, bằng cách sử dụng mô hình tương tư mô hình Ilan Goldfajn và Sergio R.C.

Werlang (1998) luận văn đã cung cấp thêm một phương pháp nghiên cứu định lượng

để đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (ERPT) vào lạm phát Việt Nam

trong thời gian 3 tháng, 6 tháng, 9 tháng và 12 tháng.

Thứ hai, Luận văn đã xác định được mức độ truyền dẫn (hệ số truyền dẫn) từ việc phá

giá tiền đồng đến lạm phát Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu.

Thứ ba, Luận văn cũng đã ước lượng được tác động của các yếu tố vĩ mô khác vào

mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối đoái (ERPT).

CHƯƠNG 1

TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VỀ TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN

CỦA TỶ GIÁ ĐÊ2N LẠM PHÁT

1.1 Các lý thuyết về tác động truyền dẫn của tỷ giá (ERPT – Exchange

rate pass through)

1.1.1 Cơ chế tác động của tỷ giá đến giá trong nước

Milton Friedman (1953) lập luận rằng, cơ chế tỷ giá thả nổi có thể làm thay đổi nhanh

chóng giá tương đối giữa các quốc gia “Tăng tỷ giá... làm giá hàng hóa nước ngoài trở

nên rẻ hơn khi tính bằng nội tệ, ngay cả khi giá của chúng tính bằng ngoại tệ không

thay đổi, và hàng hóa trong nước trở nên đắt hơn khi tính bằng ngoại tệ, ngay cả khi

giá của chúng không thay đổi nếu tính bằng nội tệ. Điều này làm tăng nhập khẩu và

giảm xuất khẩu”.

Hình 1.1: Cơ chế truyền dẫn của tỷ giá đến lạm phát

Trực tiếp

Hiệu ứng FDI

Giảm tỷ giá (Phá giá đồng nội tệ) áá

Gián tiếp

Tăng cầu lao động, tăng tiền lương SX thay thế nhập khẩu Tăng giá các nhân tố sản xuất và hàng hoá nước ngoài

Tăng cầu nội địa và nước ngoài về hàng hoá sản xuất trong nước

Tăng giá hàng hoá tiêu dùng

Các giả thiết của Friedman là giá hàng hóa tính bằng ngoại tệ của nhà sản xuất cố

định và tồn tại hiệu ứng trung chuyển tác động của tỷ giá đến người mua hàng hóa ở

mức độ lớn (trung chuyển toàn phần sang giá hàng nhập khẩu).

Hiệu ứng trực tiếp: Chuỗi hiệu ứng trực tiếp bao gồm thay đổi trực tiếp giá cả các

hàng hóa nhập khẩu trung gian và nhập khẩu tiêu dùng cuối cùng do thay đổi tỷ giá.

Các nghiên cứu thực nghiệm sử dụng chỉ số giá hàng hóa nhập khẩu để nghiên cứu

hiệu ứng này một cách riêng biệt. Obstefeld và Rogoff (2000) và các tác giả khác đã

chứng minh rằng, giá cả các hàng hóa nhập khẩu có mức độ nhạy cảm hơn đối với

những thay đổi của tỷ giá so với giá cả hàng tiêu dùng nói chung.

Hiệu ứng gián tiếp: Chuỗi hiệu ứng gián tiếp dựa trên giả thuyết về sự thay thế lẫn

nhau của hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hóa nhập khẩu. Hiệu ứng gián tiếp bao

gồm sự thay thế giữa hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hóa nhập khẩu tiêu dùng

cuối cùng trên thị trường nội địa (sự thay thế bên trong - internal substitution) và trên

thị trường nước ngoài (sự thay thế bên ngoài - external substitution). Chẳng hạn ở

nước Nga, sau cuộc khủng hoảng tiền tệ năm 1998, sự thay thế bên trong đã làm

giảm tiêu thụ các hàng hóa nhập khẩu chất lượng cao đắt tiền và làm tăng việc tiêu

thụ hàng hóa sản xuất trong nước chất lượng thấp và rẻ hơn (“flight from quality”,

Burtein et al (2003)). Kết quả là giá cả hàng hóa nội địa tăng lên. Một số tác giả

(Engel (2002)) gọi hiệu ứng tăng tiêu thụ hàng hóa nội địa thay cho hàng hóa nhập

khẩu là “hiệu ứng dịch chuyển chi tiêu do những thay đổi trong giá tương đối

(expenditure-switching effect of relative price changes)”. Hiệu ứng thay thế bên ngoài

cũng xẩy ra do hàng hóa sản xuất trong nước trở nên rẻ hơn đối với người nước ngoài

và cầu của họ đối với hàng hóa sản xuất trong nước tăng lên. Bởi vì tiền lương danh

nghĩa là cố định trong ngắn hạn, điều này làm giảm tiền lương thực tế, do đó, kích

thích tăng sản lượng, từ đó, khuyến khích xuất khẩu của quốc gia. Hiệu ứng thay thế

bên ngoài đòi hỏi nghiên cứu hành vi theo đuổi chiến lược dịch chuyển chi tiêu

(“expenditure-switching strategy”, Obstfeld& Maurice (2001) của các nhà sản xuất

trong nước. Các nhà sản xuất thay thế hàng hóa nhập khẩu trung gian bằng hàng hóa

sản xuất trong nước. Tuy nhiên, khi tiền lương thực tế tăng lại về mức ban đầu, chi

phí sản xuất tăng lên đẩy mức giá lên và làm giảm sản lượng. Trong dài hạn, hiệu

ứng này được minh họa bởi điều kiện Marshall- Lerner. Các dữ liệu cán cân vãng lai

trong cán cân thanh toán của nước Nga sau khủng hoảng 1998 khẳng định rằng sản

lượng trong nước gia tăng là kết quả của việc phá giá đồng Rúp năm 1998.

Hiệu ứng FDI: Năm 2008 nước Nga rơi vào cuộc khủng hoảng kinh tế, chính trị một

cách toàn diện, trong năm này đồng Rúp đã giảm 2/3 giá trị, lạm phát tăng lên mức 2

con số, thị trường chứng khoán mất 80% giá trị…. Sự giảm giá mạnh của đồng Rúp

năm 1998 đã làm giảm mạnh cầu đối với nhiều loại hàng hóa nhập khẩu và giảm

mạnh tiền lương danh nghĩa tính bằng ngoại tệ. Trước đó, các tập đoàn xuyên quốc gia

đã cung cấp nhiều hàng hóa vào nước Nga, trong thời gian khủng hoảng phải đối mặt

với tình thế lưỡng nan: hoặc đánh mất thị phần thị trường xuất khẩu của mình hay bắt

đầu xây dựng cơ sở sản xuất tại nước Nga nhằm tận dụng các lợi thế so sánh về tiền

lương và công nghệ. Nhiều tập đoàn đã mở chi nhánh và dịch chuyển các cơ sở sản

xuất vào nước Nga (FDI flows). Tăng trưởng sản xuất làm tăng cầu lao động và tăng

tiền lương. Đến lượt mình, điều này đã đẩy giá tăng lên.

Tóm lại, có một số cơ chế song hành, thông qua đó, giá cả trong nước phản ứng với

những thay đổi của tỉ giá danh nghĩa.

1.1.2 Lý thuyết ngang giá sức mua (PPP) và những nguyên nhân làm cho tỷ

giá lệch khỏi PPP

Cơ chế truyền dẫn tỉ giá hối đoái đến giá trong nước là nhân tố then chốt trong việc

lan truyền các cơn sốc trong một nền kinh tế mở. Nhưng các mô hình kinh tế vĩ

mô truyền thống lại ít quan tâm đến vấn đề này. Chẳng hạn, đa số các mô hình

tiền tệ với giá thả nổi ủng hộ học thuyết ngang giá sức mua và do đó, cơ chế

truyền dẫn từ tỷ giá (ERPT) sang giá trong nước là toàn phần (độ co giản phải bằng

100%).

Nhưng ngay cả trong một mô hình cung cầu giản đơn trong đó quy luật một giá được

tuân thủ thì vẫn có những khác biệt về tác động truyền dẫn (ERPT) của tỉ giá đối với

giá trong nước. Trong một nền kinh tế lớn, hiệu ứng lạm phát do sự giảm tỉ giá nội

tệ được kết hợp với sự giảm giá toàn cầu (do cầu thế giới giảm), từ đó làm

giảm ERPT. Trong một nền kinh tế nhỏ, một sự giảm tỉ giá nội tệ không ảnh

hưởng đến giá thế giới, do đó, ERPT phải là toàn phần (100%) trong mô hình

này. Do đó, ngay cả trong khuôn khổ mô hình đơn giản này (mô hình ủng hộ quy luật

một giá), ERPT không đồng nhất ở các quốc gia và sẽ cao hơn ở các nền kinh tế nhỏ

so với các nền kinh tế lớn.

Có nhiều lí thuyết giải thích tại sao ERPT không đạt mức toàn phần. Mô hình của

Obstfeld & Rogoff (2000) cho rằng sự tồn tại chi phí vận chuyển làm tăng giá

trị hàng hóa nhập khẩu và phân đoạn thị trường. Ngay cả khi hàng hóa nhập khẩu là

hoàn toàn có thể thay thế hàng hóa sản xuất ở trong nước, thì chúng cũng không thể

được tiêu thụ với khối lượng lớn (tỉ lệ nhập khẩu nhỏ), bởi vì giá của chúng tương đối

cao. Trong trường hợp này, sự thay đổi tỉ giá tác động yếu đến sự biến động của chỉ số

CPI.

Một phương pháp tiếp cận tương tự (McCallun & Nelson (1999) cho rằng bản thân

hàng hóa chỉ chiếm một tỉ lệ không lớn so với phần cá nhân tiêu thụ. Người tiêu dùng

cũng sẵn sàng thanh toán các dịch vụ marketing, các dịch vụ phân phối và dịch vụ

bán lẻ mà thông qua các kênh này, hàng hóa đến tay người tiêu dùng. Có thể, các

khoản chi phí này chiếm tỉ trọng khá lớn trong giá trị của hàng hóa. Khi đó,

những thay đổi của tỉ giá sẽ không tác động lớn đến giá trị hàng hóa tiêu dùng

cuối cùng, bởi vì chúng chỉ tác động đến một phần không lớn giá trị của hàng hóa.

Burstein, Neves & Rebelo (2002) và Burstein, Eichenbaum & Rebelo (2002) cho rằng

vai trò của hàng hóa và dịch vụ trung gian nội địa trong khu vực phân phối là khá

quan trọng về mặt lượng, nhưng không thể giải thích đầy đủ những khác biệt của

ERPT.

Mức ERPT thấp có thể không phải là kết quả của sự cố định tương đối giá cả, mà là

chính sách phân biệt hóa về giá tối ưu. Bergin & Feenstra (2001) và Bergin

(2001) đã xây dựng các mô hình cân bằng tổng thể, trong đó, ERPT không bằng

100%, ngay cả khi giá cả là hoàn toàn thả nổi. Corsetti & Dedola (2001) xây

dựng một mô hình, trong đó, ERPT một phần phát sinh do những khác biệt trong

các mức chi phí phân phối trên thị trường nội địa và thị trường nước ngoài. Trong

mô hình của họ, ERPT đến giá hàng hóa nhập khẩu không đạt mức toàn phần, bởi vì

nhà xuất khẩu hoạt động trong ngành cạnh tranh độc quyền cho rằng cầu của

nhà nhập khẩu phụ thuộc vào chi phí phân phối trong nước.

Thay thế và bổ sung cho phương pháp tiếp cận nêu trên là mô hình Bachetta &

Wincoop (2002). Trong mô hình của mình, các tác giả bỏ qua chi phí phân phối và

tập trung vào chiến lược định giá tối ưu của công ty. Luận cứ của mô hình là ở chỗ,

đồng tiền được chọn để định giá phụ thuộc vào mức độ cạnh tranh hàng nhập khẩu

với hàng hóa sản xuất trong nước. Nếu mức độ cạnh tranh là cao thì các công ty nhập

khẩu sẽ định giá bằng nội tệ, do đó, ERPT bằng 0. Ngay cả khi công ty đối mặt với

vấn đề rủi ro tỉ giá, nó cũng không muốn thay đổi giá cả hàng tiêu dùng cuối cùng để

bảo vệ thị phần. Như vậy, mức độ cạnh tranh giữa nhà nhập khẩu và nhà sản xuất

trong nước càng lớn thì ERPT trong ngành càng nhỏ.

Một phương pháp tiếp cận khác cho rằng hàng hóa nhập khẩu là hàng hóa trung gian

và tồn tại sản phẩm thay thế được sản xuất trong nước. Các nhà sản xuất trong nước

sử dụng hàng hóa nhập khẩu trung gian để sản xuất hàng hóa tiêu dùng cuối cùng. Giá

cả hàng hóa tiêu dùng cuối cùng có thể được ấn định bằng nội tệ, còn hàng hóa nhập

khẩu trung gian có thể được ấn định bằng đồng tiền nhà xuất khẩu. Do đó, nhà nhập

khẩu có thể thay thế hàng nhập khẩu bằng hàng hóa sản xuất trong nước nếu như tỉ

giá thay đổi theo hướng bất lợi. Obstfeld (2001) khẳng định trong một nền kinh tế

như vậy, có thể tồn tại “hiệu ứng chuyển đổi chi tiêu” đáng kể (expenditure -

switching effect), theo đó, không phải người tiêu dùng thay thế hàng nhập khẩu

bằng hàng sản xuất trong nước mà là nhà sản xuất trong nước. Mặt khác,

Devereux, Engel & Tille (1999) lưu ý rằng khả năng thay thế hàng nhập khẩu

bằng hàng hóa sản xuất trong nước của các nhà phân phối hàng hóa nhập khẩu được

định giá bằng ngoại tệ là nhỏ. Do vậy, mức độ thay thế hàng hóa xác định độ lớn “hiệu

ứng chuyển đổi chi tiêu” và ERPT.

1.1.3 Sự khác biệt về hệ số truyền dẫn (ERPT)

Nhiều kiểm định thực nghiệm cho thấy rằng ERPT có sự khác biệt tùy thuộc vào mỗi

nước và thời gian, cũng như giữa giá cả ở các mắt xích của dây chuyền sản xuất (giá

nhập khẩu, giá nhà sản xuất và giá tiêu dùng) và giá cả của các ngành trong phạm vi

một quốc gia.

Trên phạm vi ngành, ERPT phụ thuộc vào chiến lược định giá của công ty, đến

lượt nó, chiến lược định giá lại phụ thuộc vào cơ cấu ngành. Nhiều nghiên cứu

gần đây tập trung vào nghiên cứu chiến lược định giá và thay đổi mức lợi nhuận của

công ty (hiệu số giữa giá bán và giá thành sản phẩm) nhằm đối phó với sự thay đổi của

tỉ giá.

Cơ sở lí luận của đa số các nghiên cứu này là công trình nghiên cứu của Donbursch

(1987), trong đó, những khác biệt về ERPT được lí giải thông qua các mô hình lí

thuyết tổ chức công nghiệp, mà cụ thể là mức độ tập trung hóa của thị trường, mức

độ thâm nhập của hàng hóa nhập khẩu và tính thay thế giữa hàng hóa nhập khẩu

và hàng hóa sản xuất trong nước. Donbursch cho rằng các ngành có tính cạnh

tranh càng cao (lợi nhuận biên nhỏ) và tỉ trọng hàng nhập khẩu trong tổng doanh thu

bán hàng càng lớn thì ERPT càng lớn.

Nếu thị trường cạnh tranh không hoàn hảo và được phân đoạn, phản ứng của các

công ty đối với biến động của tỉ giá có thể khác nhau. Ví dụ, nếu công ty có quyền

lực thị trường, và họ kì vọng tối đa hóa lợi nhuận của mình, ERPT sẽ phụ thuộc

nhiều vào các nhân tố khác (Phillips, 1998). Ngược lại, nếu công ty hướng đến

mục tiêu tối đa hóa thị phần của mình, ERPT sẽ nhỏ hơn (Hooper & Mann, 1989;

Ohno, 1990). Hơn nữa, nếu tồn tại khả năng phân biệt hóa giá cả giữa các thị trường,

có thể phát sinh tình huống “định giá theo thị trường”, dẫn đến việc hình thành ERPT

khác nhau trên các phân đoạn thị trường khác nhau (Krugman, 1986; Gagnon &

Knetter, 1992). Cuối cùng, chiến lược định giá của công ty phụ thuộc vào kì vọng biến

động tương đối của tỉ giá trong tương lai và khung thời gian dự báo (Froot &

Klemperer, 1988; Ohno, 1990).

Trên cơ sở các nguyên tắc này, Feinberg (1986, 1989) kết luận, ERPT đến giá của nhà

sản xuất trong nước sẽ mạnh hơn ở các ngành có mức độ tập trung nhỏ hơn và ở

các ngành, nơi có tỉ trọng nhập khẩu cao hơn. Yang (1997) cho rằng, ERPT có

mối tương quan cùng chiều với mức độ phân biệt hóa sản phẩm (nghĩa là có mối tương

quan nghịch với khả năng thay thế của hàng hóa) và có mối tương quan nghịch với độ

co giản của chi phí biên theo sản lượng.

Menon (1996) đã đánh giá ERPT đến giá cả một số nhóm hàng hóa riêng biệt và phát

hiện rằng, ERPT tỉ lệ nghịch với các hạn chế định lượng (quota) đối với nhập khẩu,

kiểm soát của nước ngoài (sự hiện diện của tập đoàn đa quốc gia), mức độ tập trung

hóa sản xuất, mức độ phân biệt hóa sản phẩm và tỉ lệ nhập khẩu trong tổng doanh thu

bán hàng và tỉ lệ thuận với độ co dãn thay thế giữa hàng nhập khẩu và hàng trong

nước. Một phần kết luận của Menon có sự đối lập với kết luận của Yang và một số tác

giả khác.

Trên phạm vi quốc gia, ERPT phụ thuộc vào ba nhân tố chính: độ co dãn tương đối

của cầu và cung, môi trường kinh tế vi mô và các điều kiện kinh tế vĩ mô (Phillips,

1.2 Các bằng chứng thực nghiệm về tác động truyền dẫn của tỷ giá đến

lạm phát

1988).

1.2.1 Bằng chứng thực nghiệm trên thế giới

Đã có rất nhiều nghiên cứu về sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái tới chỉ số giá tiêu dùng

(lạm phát). Các tác giả đã ứng dụng nhiều mô hình kinh tế lượng khác nhau để đo

lường mức độ truyền dẫn và các yếu tố khác có liên quan ảnh hưởng đến truyền dẫn.

Trong khuôn khổ bài luận văn này tác giả sẽ trình bày sơ lược về các kết quả nghiên

cứu của các tác giả đã nghiên cứu trước đó.

Chhibber (1991) chỉ ra rằng tác động của việc phá giá tới lạm phát phụ thuộc vào độ

linh hoạt của tỷ giá, độ mở của tài khoản vốn và mức độ kiểm soát giá.

Bodart (1996) nghiên cứu các tác động của việc cải cách tỷ giá lên lạm phát ở một

nước nhỏ và mở bằng cách kết hợp giữa quan điểm tài khóa với các chế độ tỷ giá khác

nhau. Ông thấy rằng chế độ neo tỷ giá có điều chỉnh tỷ giá chính thức chỉ có tác động

ngắn hạn đối với lạm phát trong khi phá giá lại có tác động dài hạn hơn đối với lạm

phát dưới chế độ điều chỉnh tỷ giá chỉnh tỷ giá chính thức liên tục theo tỷ giá thị

trường tự do. Đồng thời, sự gia tăng dài hạn của thâm hụt ngân sách cũng dẫn đến lạm

phát kéo dài hơn.

Ilan Goldfajn và Sergio R.C. Werlang (1998) trong một nghiên cứu thực nghiệm về Cơ

chế truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá đến lạm phát theo khung dữ liệu bảng đã thấy rằng

có mối quan hệ giữa sự sụt giảm tỷ giá hối đoái và lạm phát. Bài nghiên cứu của 2 tác

giả này sử dụng số liệu thu thập từ 71 quốc gia trong giai đoạn 1980-1998. Bài nghiên

cứu cũng chỉ ra rằng các nhân tố chính quyết định đến hệ số truyền dẫn từ sụt giảm

(hoặc sự gia tăng) tỷ giá hối đoái đến lạm phát bao gồm các yếu tố mang tính chu kỳ

cấu thành đầu ra của nền kinh tế, mức độ mở cửa kinh tế, mức độ định giá cao tỷ giá

hối đoái thực ban đầu (RER – Real Exchange rate), tỷ lệ lạm phát ban đầu (Initial

inflation). Trong bài nghiên cứu này, tác giả đã tìm ra hệ số truyền dẫn tăng khi thời

gian đo lường tăng lên và đạt đến đỉnh điểm tại thời điểm 12 tháng. Tác giả cũng chỉ ra

sự sai lệch trong việc đánh giá tỷ giá hối đoái thực là nhân tố quan trọng nhất ảnh

hưởng đến lạm phát tại các quốc gia thị trường mới nổi trong khi tỷ lệ lạm phát ban

đầu là nhân tố quan trọng nhất đối với các quốc gia phát triển. Bằng cách sử dụng mô

hình ước tính, bài nghiên cứu của hai tác giả này dự báo một tỷ lệ lạm phát hơi cao

hơn một chút so với thực tế quan sát được trong nhiều trường hợp các quốc gia bị sụt

giảm tỷ giá hối đoái mạnh, thậm chí ngay cả khi có tính đến những phương pháp ước

tính kỳ vọng tỷ giá hối đoái. Điều này cho thấy rằng các nhà hoạch định chính sách

nên thận trọng khi sử dụng các mô hình trong quá khứ để dự báo tỷ lệ lạm phát sau khi

tỷ giá hối đoái bị mất giá mạnh.

McCarthy, J. (2000), sử dụng mô hình VAR để nghiên cứu về truyền dẫn của tỷ giá

hối đoái. Bài nghiên cứu chỉ ra rằng: (1) Việc nâng giá đồng nội tệ sẽ làm giảm giá cả

nhập khẩu và điều này kéo dài ít nhất trong khoản thời gian 1 năm ở các nước khảo

sát. (2) Phản ứng của chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá tiêu dùng đối với chỉ số giá nhập

khẩu là dương và có ý nghĩa thống kê ở hầu hết các nước được khảo sát.

Agnès Belaisch (2003), nghiên cứu Cơ chế truyền dẫn Tỷ giá hối đoái tại Brazil. Ông

kết luận rằng: (1) Sau 2 quý xảy ra cú shock về tỷ giá thì sẽ tác động đến giá tiêu dùng

(consumer prices), với tỷ lệ tương ứng là 6% sau 2 quý và 17% sau 1 năm.

Takatoshi Ito và Kiyotaka Sato (2006) đã thực hiện một nghiên cứu về sự thay đổi tỷ

giá và lạm phát trong giai đoạn khủng hoảng kinh tế Châu Á (Exchage rate changes

and Inflation in Post – Crisis Asian Economies) bằng cách sử dụng mô hình VAR

phân tích cơ chế truyền dẫn trong tỷ giá (VAR Analysis of the Exchange Rate Pass –

Through). Kết quả bài nghiên cứu này cho thấy rằng (1) Hệ số truyền dẫn từ tỷ giá hối

đoái tới giá nhập khẩu (import price) là khá cao trong nền kinh tế khủng hoảng lớn; (2)

Hệ số truyền dẫn từ tỷ giá tới chỉ số giá tiêu dùng (CPI – Costumer Price Index) là

thấp. Điều này hàm ý rằng tỷ giá hối đoái tác động không lớn tới lạm phát của các

quốc gia Châu Á trong giai đoạn khủng hoảng;

Michele Ca’ Zorzi, Elke Hahn và Marcelo Sánchez (2007) thực hiện nghiên cứu về cơ

chế truyền dẫn từ tỷ giá hối đoái trong các nền kinh tế mới nổi (Exchange rate pass

through in emerging market). Tác giả kiểm định trong 12 nền kinh tế mới nổi ở Châu

Á, Mỹ Latin, Trung và Đông Âu. Bằng cách sử dụng mô hình tự hồi quy vector

(Vector Autoregressive Model) tác giả đã thấy rằng: Hệ số truyền dẫn đến chỉ số giá

CPI và nhập khẩu ở các quốc gia này cao hơn với những nước có nền kinh tế phát

triển; Ở các nền kinh tế mới nổi có lạm phát ở mức một con số, hệ số truyền dẫn tới

Chỉ số giá tiêu dùng CPI và nhập khẩu là khá thấp và cũng không giống như các quốc

gia có nền kinh tế đã phát triển; Bài nghiên cứu cũng tìm ra được mối tương quan

mạnh giữa tỷ giá hối đoái và lạm phát.

Camen (2006) đã sử dụng một mô hình VAR với số liệu tháng trong giai đoạn từ tháng

2 năm 1996 đến tháng tư năm 2005 và phát hiện rằng: (i) tín dụng đến nền kinh tế

chiếm 25% nguyên nhân gây CPI biến động và là nhân tố chính gây ảnh hưởng đến

lạm phát sau 24 tháng; (ii) tổng phương tiện thanh toán và lãi suất chỉ giải thích một

phần rất nhỏ trong biến động của CPI (dưới 5%); (iii) giá dầu và giá gạo quốc tế đóng

vai trò quan trọng và gợi ý rằng giá quốc tế và tỷ giá cũng có vai trò giải thích biến

động của lạm phát (19%); (iv) cung tiền của Mỹ (m3) với tư cách là một thước đo tính

thanh khoản quốc tế cũng đóng vai trò quan trọng trong hầu hết các giai đoạn nghiên

cứu.

Một nghiên cứu của Goujon (2006) đã tập trung vào mức độ ảnh hưởng của tình trạng

đô la hóa đối với lạm phát và chỉ ra rằng với tình trạng đô la hóa của nền kinh tế, cung

tiền chỉ có tác động đến lạm phát nếu nó tính đến số lượng đô la được nắm giữ.

Nghiên cứu này sử dụng cách tiếp cận kinh tế học tiền tệ cho giai đoạn từ tháng 1 năm

1991 đến tháng 6 năm 1999.

Beirne (2009), sử dụng phương pháp đồng liên kết và phương pháp phản ứng xung để

đo lường mức độ truyền dẫn của tỷ giá và chỉ số giá tiêu dùng ở 9 quốc gia thuộc khu

vực Trung và Đông Âu thuộc khu vực sử dụng đồng tiền chung Châu Âu (EURO). Kết

quả nghiên cứu cho thấy: (1) Mức độ truyền dẫn trung bình của chỉ số giá tiêu dùng là

0.6 khi sử dụng phương pháp phân tích đồng liên kết và 0.5 khi sử dụng hàm phản ứng

xung; (2) Mức độ truyền dẫn giữa các quốc gia theo chế độ tỷ giá hối đoái cố định và

tỷ giá hối đoái thả nổi là khác nhau. Mức độ truyền dẫn ở các nước theo chế độ tỷ giá

hối đoái cố định theo phương pháp đồng liên kết trung bình là 0.785, theo phương

pháp phản ứng xung là 0.509. Đối với các quốc gia theo chế độ tỷ giá hối đoái thả nổi,

độ truyền dẫn theo phương pháp đồng liên kết trung bình là 0.483 và theo phương

pháp phản ứng xung là 0.392.

Ngoài ra còn có những bài nghiên cứu lớn về hệ số truyền dẫn từ giảm tỷ giá hối đoái

đến lạm phát (Dornbusch năm 1987, Feenstra et al 1994, 1989 Fisher, Goldberg và

các cộng sự năm 1997, và Klein năm 1990). Ngoài ra còn có một số công trình thực

nghiệm về hệ số truyền dẫn cho quốc gia, khu vực cụ thể (Amitrano và cộng sự năm

1997 và những người khác).

1.2.2 Bằng chứng thực nghiệm tại Việt Nam

Ở Việt Nam, đã có một số nghiên cứu về sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái tới lạm phát.

Các tác giả đã ứng dụng nhiều mô hình kinh tế lượng khác nhau để đo lường mức độ

truyền dẫn và các yếu tố khác có liên quan ảnh hưởng đến truyền dẫn. Tác giả tóm tắt

một số nghiên cứu điển hình như sau:

Nguyễn Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010) trong một nghiên cứu “Các nhân tố

vĩ mô quyết định lạm phát Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2010: Các bằng chứng và

phân tích” đã chỉ ra rằng: Thứ nhất, công chúng có khuynh hướng lưu giữ ấn tượng về

lạm phát trong quá khứ, đồng thời có kỳ vọng nhạy cảm về lạm phát trong tương lai.

đây là hai yếu tố đồng thời chi phối mức lạm phát hiện tại. Điều này hàm ý rằng uy tín

hay độ tinh cậy của chính phủ trong các chính sách liên quan đến lạm phát có vai trò to

lớn trong việc tác động tới mức lạm phát hiện thời. Thứ hai, khác với những giải thích

thường xuyên của Chính phủ là lạm phát chủ yếu do các yếu tố bên ngoài như giá cả

thế giới (nhập khẩu lạm phát), nghiên cứu này chỉ ra rằng lạm phát ở Việt Nam có

nguyên nhân chủ yếu từ nội địa. Các phát hiện cho thấy mức giá cả thế giới có khuynh

hướng gây ảnh hưởng lên mức giá thấp hơn các nhân tố khác trong nền kinh tế. Cần

lưu ý rằng, giá thế giới thực sự có ảnh hưởng lên giá sản xuất. Nhưng theo kênh lan

truyền từ giá sản xuất đến giá tiêu dùng thì hiệu ứng gây lạm phát này phải mất vài

tháng mới phát huy tác dụng. Thứ ba, tốc độ điều chỉnh của thị trường tiền tệ và thị

trường ngoại hối khi có biến động là rất thấp và thậm chí gần với không. Điều này cho

thấy một khi các thị trường này lệch khỏi xu hướng dài hạn, nền kinh tế sẽ mất rất

nhiều thời gian để cân bằng trở lại dù Chính phủ có nỗ lực can thiệp về chính sách.

Thứ tư, kết quả nghiên cứu cho thấy Chính phủ đã thực sự có những phản ứng chống

lạm phát thông qua các chính sách tiền tệ và tài khóa, nhưng thường phản ứng chậm

hoặc thụ động trong đa số trường hợp. Thứ năm, trái ngược với những nghiên cứu đã

có, kết quả của bài nghiên cứu này cho thấy tỷ giá, cụ thể là việc phá giá, có tác động

đáng kể làm tăng áp lực lạm phát. Cuối cùng, nghiên cứu không cho thấy tác động rõ

ràng của thâm hụt ngân sách đối với lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu. Điều này

không có nghĩa là thâm hụt ngân sách không có ảnh hưởng đến lạm phát. Nguyên nhân

của điều này là do việc tài trợ ngân sách thường có hai tác động trái chiều. Một mặt,

tài trợ ngân sách bằng việc gia tăng vay nợ của Chính phủ làm tăng lãi suất do nhu cầu

vay cao hơn. Điều này cũng tương tự như chính sách tiền tệ thắt chặt và do đó góp

phần giảm phần nào lạm phát. Mặt khác, tài trợ ngân sách thông qua việc tăng cung

tiền (nếu có) cũng tương tự như chính sách tiền tệ mở rộng và gây áp lực lạm phát. Hai

tác động trái chiều này làm giảm thậm chí xóa bỏ ảnh hưởng của nhau đối với lạm

phát.

Một nghiên cứu của IMF trong năm 2003 cũng cho thấy các kết quả tương tự về vai

trò của cung tiền đến lạm phát. Nghiên cứu này sử dụng mô hình VAR với bảy biến:

giá dầu quốc tế, giá gạo quốc tế, sản lượng công nghiệp, tỷ giá, cung tiền, giá nhập

khẩu và chỉ số giá tiêu dùng cho giai đoạn từ tháng 1 năm 1995 đến tháng 3 năm 2003.

Những kết quả của nghiên cứu này cho thấy vận động nội tại là yếu tố quan trọng giải

thích những biến động của lạm phát, lạm phát phi lương thực thực phẩm và giá nhập

khẩu. Tỷ giá có tác động đến giá nhập khẩu nhưng không có tác động đến CPI. Điều

này phản ánh thực tế là các loại hàng hóa phi thương mại chiếm tỷ trọng lớn trong giỏ

CPI và giá nhập khẩu không chuyển trực tiếp vào giá trong nước dù độ mở của Việt

Nam đang tăng lên. Nghiên cứu này cũng cho thấy rằng giá gạo quốc tế, các điều kiện

về tổng cầu trong nước và tốc độ tăng cung tiền mở rộng có ít tác động đến lạm phát

nhưng tác động lại kéo dài.

Tuy nhiên, một nghiên cứu sau đó của IMF (2006) sử dụng số liệu theo quý từ năm

2001 đến năm 2006 cho thấy vai trò quan trọng của tiền tệ đối với lạm phát. Mặc dù

kết quả của nghiên cứu này bị hạn chế do số lượng quan sát tương đối nhỏ, nhưng

nghiên cứu đã khẳng định rằng tốc độ tăng cung tiền và tín dụng bắt đầu có mối quan

hệ với lạm phát từ năm 2002. Có thể giải thích một phần cho sự thay đổi trong kết quả

này bằng việc tự do hóa của một loạt các loại giá cả quan trọng trong những năm 2000.

Nghiên cứu này cũng chỉ ra rằng trong khi kỳ vọng lạm phát và khoảng cách sản lượng

có tác động đến lạm phát thì các cú sốc giá dầu và tỷ giá có ít vai trò trong việc giải

thích biến động của lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu. Thêm vào đó, lạm phát ở

Việt Nam thường kéo dài hơn những nước khác trong khu vực. Điều này cho thấy rằng

một khi người dân đã có kỳ vọng về lạm phát, việc kiểm soát nó thường khó khăn hơn.

Tính trì trệ này của lạm phát có thể là kết quả của việc người dân vẫn còn nhớ rõ tình

trạng siêu lạm phát kéo dài từ giữa những năm 1980 đến đầu những năm 1990. Đồng

thời hiệu ứng Balassa-Samuelson đối với lạm phát cũng không lớn nghĩa là ngay cả

khi tốc độ tăng năng suất lao động cao hơn trong khu vực thương mại, vẫn không có

đủ bằng chứng chứng tỏ giá của khu vực thương mại tăng cao hơn so với khu vực phi

thương mại.

Trương Văn Phước và Chu Hoàng Long (2005) sử dụng phương pháp ước lượng

Granger với số liệu tháng từ tháng 7 năm 1994 đến tháng 12 năm 2004 và chứng minh

rằng các nhân tố quyết định lạm phát trong giai đoạn này là lạm phát của các kỳ trước

và khoảng cách sản lượng. Cung tiền không có ý nghĩa đối với lạm phát và tác động

của giá dầu, giá gạo quốc tế cũng như mức chuyển tỷ giá vào lạm phát là rất thấp.

Nguyễn Thị Thùy Vinh và Fujita (2007) đã sử dụng cách tiếp cận VAR để nghiên cứu

tác động của tỷ giá thực đối với sản lượng và lạm phát ở Việt Nam trong giai đoạn từ

1992 đến 2005. Các tác giả cho thấy rằng nguyên nhân chủ yếu khiến sản lượng và

mức giá thay đổi là các biến động của các biến này trong quá khứ và tỷ giá có ảnh

hưởng nhiều đến cán cân thương mại và sản lượng hơn đến lạm phát. Mô hình VAR

của họ bao gồm sản lượng công nghiệp, CPI, tỷ giá, cung tiền, thâm hụt thương mại và

lãi suất của Mỹ (với tư cách là một biến ngoại sinh). Mô hình này tập trung chủ yếu

vào mức chuyển của tỷ giá và do vậy bỏ qua các nhân tố quyết định lạm phát khác.

Một trong những nghiên cứu định lượng đầu tiên của Việt Nam là của Võ Trí Thành

và đồng tác giả (2001). Các tác giả sử dụng số liệu từ năm 1992 đến năm 1999 trong

một mô hình tự hồi quy véc tơ (VAR) với sai số ECM (error correction terms) để

nghiên cứu các mối quan hệ giữa tiền tệ, CPI, tỷ giá và giá trị sản lượng công nghiệp

thực tế. Họ đã cho thấy rằng tiền tệ chịu tác động của lạm phát và sản lượng nghĩa là

chính sách tiền tệ có tính bị động trong giai đoạn nghiên cứu. Tỷ giá cũng có ảnh

hưởng đến lạm phát trong khi cung tiền không có tác động đến các biến động trong

tương lai của giá cả.

Võ Văn Minh (2009) trong một nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và

tác động tới lạm phát Việt Nam (Exchang rate pass – through and its implications for

inflation in Vietnam) đã chỉ ra rằng: hệ số truyền dẫn tỷ giá hối đoái trong năm đầu

tiên là 0,61, hệ số này là tương đương với các nền kinh tế giống Việt Nam; Bài viết

cũng chỉ ra rằng sau cú shock về tỷ giá thì sau 5 đến 7 tháng sau mới tác động tới nhập

khẩu; ngoài ra bài nghiên cứu còn cho thấy chỉ số giá tiêu dùng CPI (Costumer price

index) sẽ bị tác động sau 10 tháng khi xảy ra cú shock về tỷ giá. Và trong vòng 15

tháng kẻ từ lúc xảy ra cú shock về tỷ giá thì sẽ không còn tác động đến Chỉ số giá tiều

dùng CPI và giá nhập khẩu (import price).

Tóm lại, có rất nhiều nghiên cứu về cơ chế truyền dẫn từ sự sụt giám tỷ giá đến lạm

phát. Các kết quả nghiên cứu này là không giống nhau do sự khác biệt về chọn mẫu

các quốc gia nghiên cứu, thời điểm mà các tác giả thực hiện nghiên cứu, mô hình mà

các tác giả này sử dụng… Nhưng tất cả các nghiên cứu này đều cho thấy rằng có sự

tác động giữa sụt giảm tỷ giá hối đoái (hoặc tăng giá) tới Chỉ số giá tiều dùng CPI, lạm

phát và giá nhập khẩu (price import). Đây là một bằng chứng quan trọng đề chúng tôi

nghiên cứu “Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền đồng đến lạm phát tại Việt Nam”.

KẾT LUẬN CHƯƠNG 1

Tỷ giá hối đoái tác động tới lạm phát qua 3 kênh chính: (1) Hiệu ứng trực tiếp: Chuỗi

hiệu ứng trực tiếp bao gồm thay đổi trực tiếp giá cả hàng hoá nhập khẩu trung gian và

nhập khẩu tiêu dùng cuối cùng do thay đổi tỷ giá. Obstefeld và Rogoff (2000) và các

tác giả khác đã chứng minh rằng giá cả hàng hoá nhập khẩu nhạy cảm hơn đối với sự

thay đổi của tỷ giá so với giá cả hàng hoá tiêu dùng nói chung; (2) Hiệu ứng gián tiếp:

chuỗi hiệu ứng này dựa trên giả thuyết về sự thay thế lẫn nhau giữa hàng hoá sản xuất

trong nước và hàng hoá nhập khẩu . Hiệu ứng gián tiếp bao gồm sự thay thế giữa hàng

hóa sản xuất trong nước và hàng hóa nhập khẩu tiêu dùng cuối cùng trên thị trường nội

địa (sự thay thế bên trong - internal substitution) và trên thị trường nước ngoài (sự

thay thế bên ngoài - external substitution); (3) Hiệu ứng FDI: Khi tỷ giá hối đoái

giảm hàm ý rằng giá cả hàng hoá nước ngoài trở nên đắt đỏ hơn, các Công ty nước

ngoài sẽ đầu tư trực tiếp vào quốc gia mà trước đây nhập khẩu hàng hoá của mình.

Tăng trưởng sản xuất làm tăng nhu cầu về lao động, tiền lương dẫn đến việc giá cả

hàng hoá tăng.

Nhiều kiểm định thực nghiêm cho thấy rằng ERPT có sự khác biệt tuỳ thuộc vào mỗi

nước và thời gian, cũng như giữa giá cả ở các mắc xích của dây chuyền sản xuất (giá

nhập khẩu, giá nhà sản xuất và giá tiêu dùng) và giá cả của ngành trong phạm vi một

quốc gia và các mô hình mà các tác giả này sử dụng.

Trên thế giới có rất nhiều nghiên cứu về ERPT, phương pháp thường được sử dụng để

đo lường mức độ truyền dẫn của ERPT thường là phương pháp hồi quy tuyến tính và

phương pháp VAR (tự hồi quy vectơ). Các nghiên cứu này cho thấy mức độ truyền dẫn

tỷ giá (ERPT) phụ thuộc vào các yếu tố vĩ mô như: mức độ phá giá đồng tiền, độ mở

của nền kinh tế (oppeness), môi trường lạm phát ban đầu (initial inflation), độ chênh

lệch sản lượng (output gap), chính sách tiền tề và tỷ giá mà quốc gia đó đang theo đuổi

…

CHƯƠNG 2

PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

2.1 Phương pháp nghiên cứu

2.1.1 Nghiên cứu định tính

Bằng phương pháp thống kê mô tả, bảng biểu và hình như trình bày ở Chương 3. Tác

giả thực hiện nghiên cứu định tính, nhận định vấn đề theo lối diễn dịch, quy nạp nhằm

xác định các nhân tố như: Sự sụt giảm tỷ giá (Depreciation), tỷ giá thực (Real

exchange rate - RER), độ chênh lêch tỷ giá thực ( RER Misalighment), độ mở cửa nền

kinh tế (Oppenness), chênh lệch sản lượng (Output gap), phương pháp tính, kỳ vọng

lạm phát có phải là các nhân tố chính tác động tới lạm phát Việt Nam ? và tác động như thế nào trong giai đoạn nghiên cứu ?1

2.1.1 Nghiên cứu định lượng

2.1.1.1 Mô hình nghiên cứu

Trong Luận văn này, tác giả sử dụng mô hình ước tính hệ số truyền dẫn từ sự sụt giảm

tỷ giá sang lạm phát ở Việt Nam theo mô hình tương tự như mô hình Ilan Goldfajn và

Sergio R.C. Werlang (1998) đã sử dụng. Trong mô hình này các nhân tố sau đây được

xem là những yếu tố tiềm năng tác động đến sự truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá hối

đoái sang lạm phát.

Đầu tiên, độ lệch GDP (GDP deviation from an estimated trend) được đưa vào sử

dụng để lý giải cho quan điểm với doanh số ngày càng tăng, các công ty dễ dàng

chuyển phần tăng trong chi phí vào giá thành sản phẩm (Ilan Goldfajn và Sergio R.C.

1 Kết quả của nghiên cứu định tính được trình bày cụ thể trong Chương 3.

Werlang (1998)). Ngược lại, sự sụt giảm trong tỷ giá hối đoái đôi khi không dẫn đến

sự tăng giá mạnh bởi vì nền kinh tế đang trong giai đoạn khủng hoảng và các công ty

không thể điều chỉnh giá tương ứng với việc tăng chi phí .

Thứ hai, tác giả xác định tỷ giá hối đoái thực (RER – Real exchage rate) là nhân tố

tiềm năng ảnh hưởng đến sự truyền dẫn. Các nghiên cứu trước đây cho thấy việc định

giá cao tỷ giá hối đoái thực (RER) là một nguyên nhân quan trọng gây ra sự sụt giảm

tỷ giá trong tương lai (Goldfain anh Valdes, 1999). Sự sụt giảm tỷ giá này không phải

là nguyên nhân gây ra lạm phát cao (higher inflation), sự sụt giảm tỷ giá này đơn giản

chỉ là làm cho tỷ giá hối đoái thực trở về tình trạng ổn định. Trong trường hợp này,

việc định giá cao sẽ được điều chỉnh cách giảm giá các mặt hàng mậu dịch, phi mậu

dịch tương ứng, và tổng thể thì sự sụt giảm tỷ giá này không tạo ra sự gia tăng về giá.

Mặt khác, sự sụt giảm tỷ giá không xuất phát từ yêu cầu điều chỉnh sẽ gây ra lạm phát

hoặc gây ra sự định giá cao tỷ giá hối đoái danh nghĩa trong tương lai (thực tế chuẩn

hóa (stylized fact) đó là việc điều chỉnh sụt giảm tỷ giá danh nghĩa sẽ gây ra tỷ lệ lạm

phát cao hơn (Goldfain and Gupta, 1998)). Hiệu ứng này cũng đã được ghi nhận bởi

Borensztein và De Gregorio (1999).

Thứ ba, môi trường lạm phát có thể ảnh hưởng đến việc các Công ty sẵn sàng tăng giá

bán một khi chi phí tăng lên. Sự truyền dẫn được xác định bởi những thay đổi chi phí

liên tục, và bản thân những sự thay đổi trong chi phí này chủ yếu là gây ra bởi lạm

phát kéo dài. Khi lạm phát xu hướng có tương quan mạnh nó sẽ tác động đến mức độ

truyền dẫn, điều này đã được chỉ ra trong một nghiên cứu gần đây của Taylor (1999).

Các quốc gia có tỷ lệ lạm phát lớn có xu hướng có độ truyền dẫn lớn hơn trong khi các

nước ổn định có xu hướng duy trì mức lạm phát thấp trong hiện tại thậm chí ngay khi

tỷ giá hối đoái sụt giảm mạnh. Amitrano và các cộng sự (1997) đã cho thấy trong năm

1992, sau khi tỷ giá hối đoái sụt giảm mạnh, các nước Châu Âu vẫn duy trì được mức

lạm phát thấp. Một nghiên cứu thực nghiệm khác ở Việt Nam được thực hiện bởi

Nguyễn Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010) cũng chỉ ra rằng công chúng có

khuynh hướng lưu giữ ấn tượng về lạm phát trong quá khứ, đồng thời có kỳ vọng nhạy

cảm về làm phát trong tương lai. đây là hai yếu tố đồng thời chi phối mức lạm phát

hiện tại. Điều này hàm ý rằng để chống lạm phát, Chính phủ trước hết phải giữ được

mức lạm phát thấp ít nhất trong vòng sáu tháng, qua đó dần lấy lại niềm tin của công

chúng về một môi trường giá cả ổn định hơn.

Thứ tư, mức độ mở cửa (openness) của nền kinh tế một quốc gia cũng ảnh hưởng đến

hệ số truyền dẫn. Các lý thuyết nghiên cứu trước đây tập trung vào ảnh hưởng trực tiếp

độ mở cửa nền kinh tế đến lạm phát. Romer (1993), Sachsida (2003), Al – Nasser

(2009), Gurben & McLeon (2004) bằng các nghiên cứu thực nghiệm đã chỉ ra rằng

lạm phát và mức độ mở cửa có tương quan trái chiều trong những nền kinh tế đang

phát triển. Độ mở cửa của nền kinh tế có tác động nghịch biến lên lạm phát. Ở những

nước phát triển thì mối quan hệ này là đồng biến, nghĩa là khi độ mở cửa của nền kinh

tế tăng thì lạm phát tăng và ngược lại.

Ngoài ra còn có các nghiên cứu khác cho rằng mối quan hệ giữa lạm phát và độ mở

của của nền kinh tế là đồng biến khi: nền kinh tế có chế độ tỷ giá cố định Alfaro

(2005), cầu ngoài đủ cao Dudley Cooke (2004).

Trong một nền kinh tế mở với kim ngạch xuất nhập khẩu lớn, sự sụt giảm tỷ giá hối

đoái sẽ tác động lớn đến giá cả điều này hàm ý rằng sự sụt giảm tỷ giá hối đoái sẽ tác

động tới lạm phát với tương quan thuận.

Tất cả các mối quan hệ trên có thể diễn đạt bằng phương trình tổng quát như sau:

+ u = (cid:10)(cid:11) + (cid:10)(cid:12)ê(cid:3)(cid:4)(cid:14)(cid:12), (cid:4) (cid:7) (cid:8) (cid:14) (cid:12)(cid:9) + (cid:10)(cid:15)(cid:16)(cid:17)(cid:16)(cid:4)((cid:14)(cid:12)) + (cid:10)(cid:20)(cid:21)(cid:22)(cid:23)(cid:4)((cid:14)(cid:12)) + (cid:10)(cid:24)(cid:2)(cid:4)((cid:14)(cid:12)) + (cid:10)(cid:25)(cid:26)(cid:23)(cid:17)(cid:4)((cid:14)(cid:12)) (cid:2)(cid:3)(cid:4), (cid:4) (cid:7)(cid:8)(cid:9)

Trong đó:

Π: Tỷ lệ lạm phát.

ê: Mức độ sụt giám tỷ giá. OPE: Độ mở của của nền kinh tế.

RER: Tỷ giá hối đoái thực.

u: phần dư

: Là các hệ số tương quan. , (cid:10)(cid:24) , (cid:10)(cid:15) , (cid:10)(cid:20) , (cid:10)(cid:25)

(cid:10)(cid:11), (cid:10)(cid:12) (cid:27) là thời gian và j là giai đoạn cần nghiên cứu.

Có thể tóm tắt các kênh tác động đến lạm phát của mô hình trên bằng hình vẽ dưới

đây:

Hình 2.1: Các kênh tác động đến lạm phát

Lạm phát giai đoạn t

Tỷ giá

Mức độ sụt Độ mở cửa của Lạm phát Tỷ giá thực GDP

giảm tỷ giá nền kinh tế ban đầu

2.1.1.2 Các bước thực hiện

Để xác định hệ số truyền dẫn từ việc sụt giảm tỷ giá đến lạm phát (ERPR) Việt Nam

trong giai đoạn 2000 – 2011, trong luận văn này tác giả thực hiện các bước theo trình

tự sau:

Đầu tiên, tác giả ước lượng giá trị cân bằng của các biến số tỷ giá hối đoái thực (RER)

và GDP vì các biến này chịu tác động lớn từ các biến bên ngoài nên việc ước lượng

giá trị cân bằng của chúng nhằm đảm bảo tính chất thống kê và ý nghĩa kinh tế của các

biến số trên.

Thứ hai, tác giả thực hiện kiểm định nghiệm đơn vị để xem xét tính dừng và tính

không dừng của các biến trong mô hình thực nghiệm.

Thứ ba, sử dụng mô hình kinh tế lượng như đã trình bày ở mục 2.1 tác giả ước tính hệ

số truyền dẫn từ việc sụt giảm tỷ giá đến lạm phát trong 3, 6, 9, 12 tháng kể từ khi sụt

giảm tỷ giá diễn ra.

2.2 Dữ liệu nghiên cứu

Dữ liệu nghiên cứu trong bài Luận văn này được xây dựng bằng cách sử dụng dữ liệu

hàng quý (từ quý I năm 2000 đến Quý IV năm 2011) có tổng cộng 48 quan sát hợp lệ

được tính toán và thu thập từ các nguồn khác nhau. Giai đoạn nghiên cứu có khá nhiều

dữ liệu bởi vì trong thời kỳ này diễn ra nhiều biến động mạnh giữa tỷ giá đồng đô la

Mỹ và đồng Việt Nam. Cũng có những giai đoạn bình lặng và xen kẽ vào đó là những

giai đoạn khủng hoảng tỷ giá nghiêm trọng.

Chênh lệch sản lượng (GDP gap): sử dụng bộ lọc Hodrick – Prescott (Hodrick Prescott filter) tác giả ước lượng giá trị cân bằng của GDP thực (HpGDPR)2. Sau đó

chênh lệch sản lượng (GDP gap) được xác định theo công thức:

(cid:21)(cid:22)(cid:23) (cid:21)(cid:28)(cid:29) = (cid:21)(cid:22)(cid:23)(cid:16) + (cid:29)(cid:21)(cid:22)(cid:23)(cid:16) (cid:29)(cid:21)(cid:22)(cid:23)(cid:16)

Dữ liệu được tính từ cơ sở dữ liệu Hệ thống thông tin cảnh báo (Information Notice

System – INS) của IMF và Tổng cục thống kê (GSO).

Tỷ giá hối đoái thực: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa (E – Nominal Exchange rate) là

lượng đơn vị tiền tệ trong nước trên một đơn vị tiền tệ nước ngoài, nói cách khác E là

giá đồng ngoại tệ so với đồng nội tệ. Tỷ giá hối đoái thực (e – Real Exhange Rate) là

tỷ lệ giữa mức giá trong nước so với mức giá ngoài nước trong cùng một loại tiền. Dữ

liệu được xây dựng từ Hệ thống thông tin cảnh báo (Information Notice System – INS)

của IMF và Tổng cục thống kê (GSO). Cụ thể tỷ giá hối đoái thực (e) được xác định

như sau:

(cid:29) ! = (cid:29)∗ (cid:17)

Trong đó: P là giá hàng hóa tính bằng đồng nội tệ, P* là giá hàng hóa tính bằng đồng

2 Xem thêm ở Chương 4 “Ước lượng giá trị cân bằng”

ngoại tệ.

Độ chênh lệch tỷ giá hối đoái thực: bằng cách sử dụng bộ lọc Hodrick – Prescott (Hodrick Prescott filter)3 tác giả ước lượng giá trị cân bằng của tỷ giá hối đoái thực

(HpRER). Sau đó độ chênh lêch tỷ giá hối đoái thực được xác định theo công thức:

(cid:16)(cid:17)(cid:16) #$%(cid:28)&$'()!((cid:27) = (cid:16)(cid:17)(cid:16) + (cid:29)(cid:16)(cid:17)(cid:16) (cid:29)(cid:16)(cid:17)(cid:16)

Dữ liệu được xây dựng từ Hệ thống thông tin cảnh báo (Information Notice System –

INS) của IMF và Tổng cục thống kê (GSO).

Lạm phát: Các số liệu lạm phát được xây dựng từ dữ liệu hàng tháng về chỉ số giá tiêu

dùng (CPI-Customer Price Index) được điều chỉnh theo mùa từ cơ sở dữ liệu Hệ thống

thông tin cảnh báo (Information Notice System – INS) của IMF và Tổng cục thống kê

(GSO). Lạm phát tích lũy là chênh lệch giữa chỉ số CPI tại thời điểm t+12 và thời

điểm t.

Neo tỷ giá của đồng Việt Nam: Khi phân tích sự sụt giảm tỷ giá hối đoái của đồng

tiền Việt Nam, một trong những điều cần cân nhắc là tiền đồng Việt Nam (VNĐ) thật

sự neo danh nghĩa với đồng tiền của quốc gia lớn nào. Để xem xét Việt Nam đang neo

tỷ giá danh nghĩa với quốc gia nào chúng tôi xét theo hai tiêu chí sau đây: thứ nhất là

tính ổn định của tỷ giá danh nghĩa theo thời gian (thể hiện ở việc neo tỷ giá) và thứ hai

là tầm quan trọng của nền kinh tế đó đối với Việt Nam thông qua trọng số thương mại.

Trọng số thương mại của quốc gia i được xác định bằng công thức sau:

*+ = ,+ + #+ . ∑ (,+ + #+) (cid:12)

Trong đó, Xi và Mi là xuất khẩu và nhập khẩu của Việt Nam từ quốc gia i; n là số bạn

hàng chính của Việt Nam.

Nguyễn Hoài Bảo (2007) - cho rằng trong một số đồng tiền mạnh trên thế giới thì tỷ

3 Xem thêm ở Chương 4 “Ước lượng giá trị cân bằng”

giá của đồng Việt Nam so với Mỹ là ổn định nhất và tỷ trọng thương mại của Việt

Nam và mỹ cao thứ nhì4. Nói tóm lại, trong trường hợp cần xác định Việt Nam neo tỷ

giá danh nghĩa vào nước nào thì có thể thấy rằng Việt Nam neo tỷ giá danh nghĩa vào

USD là một giả định hợp lý nhất.

Sự sụt giảm tỷ giá hối đoái: là sự thay đổi trong chỉ số tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu

lực (là tỷ giá hối đoái danh nghĩa của đồng nội tệ so với đồng ngoại tệ, cụ thể ở đây là

đồng Việt Nam so với đồng USD). Dữ liệu được tính theo quý từ cơ sở dữ liệu Hệ

thống thông tin cảnh báo (Information Notice System – INS) của IMF.

Độ mở cửa kinh tế (openness:) được tính bằng phần trăm của tổng kim ngạch xuất

nhập khẩu trên GDP. Dữ liệu được tính từ cơ sở dữ liệu Hệ thống thông tin cảnh báo

(Information Notice System – INS) của IMF và Tổng cục thống kê (GSO).

(cid:26)(cid:23)(cid:17) = , + # (cid:21)(cid:22)(cid:23)

Bảng 2.1 bên dưới sẽ mô tả cụ thể các biến đã trình bày ở trên.

Bảng 2.1: Các biến cơ sở và ký hiệu sử dụng

Biến Ký hiệu Nguồn Đơn vị

GDP Danh nghĩa GDPN GSO, IMF Tỷ đồng

GDP Thực GDPR GDPN/CPI Tỷ đồng

Độ mở cửa của nền kinh tế OPEN (X + N)/GDPN Chỉ số

Mức độ sụt giảm tỷ giá ERD Tính từ ER Chỉ số

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa ER IMF Đồng

Tỷ giá hối đoái thực RER IMF Chỉ số

4 Chỉ sau Trung Quốc

Lạm phát IFL GSO, IMF Phần trăm

KẾT LUẬN CHƯƠNG 2

Trong Luận văn này tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định tính và phương

pháp định lượng để xác định “ Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền đồng đến lạm

phát Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2011”

Phương pháp nghiên cứu định tính: Bằng phương pháp thống kê mô tả, bảng biểu

và hình. Tác giả thực hiện nghiên cứu định tính, nhận định vấn đề theo lối diễn dịch,

quy nạp nhằm xác định các nhân tố như: Sự sụt giảm tỷ giá (Depreciation), tỷ giá thực

(Real exchange rate - RER), độ chênh lêch tỷ giá thực ( RER Misalighment), độ mở

cửa nền kinh tế (Oppenness), chênh lệch sản lượng (Output gap), phương pháp tính, kỳ

vọng lạm phát tác động tới lạm phát Việt Nam như thế nào trong giai đoạn nghiên cứu.

Phương pháp nghiên cứu định lượng: tác giả sử dụng mô hình ước tính hệ số truyền

dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá sang lạm phát ở Việt Nam theo mô hình tương tự như mô

hình Ilan Goldfajn và Sergio R.C. Werlang (1998) đã sử dụng nhằm xác định các hệ số

truyền dẫn trong mô hình nghiên cứu.

Dữ liệu nghiên cứu: trong bài Luận văn này dữ liệu nghiên cứu được thu thập từ các

nguồn khác nhau như: Hệ thống thông tin cảnh báo (Information Notice System –

INS) của IMF, Tổng cục thống kê (GSO), Ngân hàng thế giới (World Bank), Ngân

hàng phát triển Châu Á (ADB) ...

CHƯƠNG 3

LẠM PHÁT TẠI VIỆT NAM VÀ CÁC NHÂN TÔ2 TÁC ĐỘNG

3.1 Diễn biến Lạm phát Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2011

Trong phần này, tác giả trình bày diễn biến lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu một

cách chi tiết, xem xét biến động của lạm phát thông qua các chỉ số khác nhau cụ thể là

CPI và GDP deflator (GDP điều chỉnh).

Như đã trình bày ở phần phụ lục 1 của luận văn này, có một sự khác biệt giữa lạm phát

khi tính bằng chỉ số giá CPI và lạm phát khi tính bằng GDP điều chỉnh (GDP deflator).

Tính chất này có thấy rõ ở hình 3.1 dưới đây.

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

-5

GDP deflator

CPI

Hình 3.1: Lạm phát Việt Nam tính theo CPI và GDP deflator 2000 - 2010 (%)

Nguồn: Ngân hàng thế giới (World Bank),

Tổng cục thống kê (GSO) và tính toán của tác giả

Hình 3.1 cho thấy diễn biến lạm phát Việt Nam tính bằng chỉ số CPI và GDP Deflator

trong giai đoạn 2000 – 2010. Ngoài năm 2003 có một sự khác biệt lớn giữa 2 chỉ số này5, cả lạm phát tính bằng chỉ số giá CPI và lạm phát tính bằng chỉ số GDP điều

chỉnh (GDP Deflator) đều diễn biến cùng xu hướng trong một giai đoạn dài. Một điều

đáng chú ý là đối với số liệu Việt Nam là tính chất thổi phồng giá của CPI so với GDP

deflator. Về lý thuyết, thông thường GDP deflator có khuynh hướng đánh giá thấp sự

tăng giá và ngược lại CPI lại có khuynh hướng đánh giá cao sự tăng giá. Trong hình

3.1 ở trên ta có thể thấy rằng GDP deflator trong một số giai đoạn 2000 – 2003, 2008

lại cao hơn CPI. Điều này có thể là do khi tính GDP deflator đã loại trừ sự tăng giá của

hàng nhập khẩu, trong khi đó chỉ số giá CPI lại có tính đến giá trị của hàng hoá nhập

khẩu.

Ngoài ra hình 3.1 còn cho thấy rằng biến động lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu là

theo chiều hướng gia tăng và kéo dài ngoài trừ một số năm lạm phát giảm như năm

2005, 2006, 2009 còn trong các giai đoạn còn lại lạm phát có xu hướng tăng. Nếu năm

2000 lạm phát Viện Nam ở mức -0,5% thì những năm sau đó lạm phát đã tăng nhanh

mà đỉnh điểm là năm 2008 dưới tác động của cuộc khủng hoảng kinh tế toàn cầu lạm

phát Việt Nam đã tăng tới 19,8%. Năm 2009 lạm phát Việt Nam giảm mạnh xuống

mức 6,5% nguyên nhân là khủng hoảng kinh tế toàn cầu trong giai đoạn này làm giá

nguyên liệu trên thị trường thế giới giảm mạnh, xuất khẩu Việt Nam gặp nhiều khó

khăn, người dân bắt đầu chi tiêu thắt lưng buộc bụng nhiều hơn. Trước tình hình trên

Chính phủ Việt Nam với mục tiêu là tăng trưởng kinh tế đã khuyến khích các Doanh

nghiệp gia tăng sản xuất, đẩy mạnh xuất khẩu. Cụ thể là để tạo sự cạnh tranh cho hàng

hoá trong nước Ngân hàng Nhà nước Việt Nam đã không ngừng phá giá tiền đồng mà

hậu quả của nó là lạm phát tiếp tục tăng cao trong năm 2010 (12%) và năm 2011

(18%).

Lạm pháp Việt Nam bắt nguồn từ đâu ? Bằng phương pháp thống kê mô tả, bảng biểu

và hình Tác giả thực hiện nghiên cứu định tính các nhân tố như: Sự sụt giảm tỷ giá

5 Chì số GDP Deflator tăng trong khi chỉ số CPI giảm

(Depreciation), tỷ giá thực (Real exchange rate - RER), độ chênh lêch tỷ giá thực

(RER Misalignment), độ mở cửa nền kinh tế (Oppenness), chênh lệch sản lượng

(Output gap), phương pháp tính, kỳ vọng lạm phát tác động tới lạm phát Việt Nam

trong giai đoạn nghiên cứu trong các phần tiếp theo.

3,00%

2,00%

1,00%

0,00%

108

120

132

144

-1,00%

-2,00%

-3,00%

-4,00%

Hình 3.2: Tỷ lệ lạm phát hàng tháng ở Việt Nam trong giai đoạn 2000 - 2010 (%)

Nguồn: Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế giới IMF ,

3.2 Các nhân tố tác động tới lạm phát Việt Nam

Tổng cục thống kê (GSO) và tính toán của tác giả

3.2.1 Sự sụt giảm tỷ giá (Depreciation)

Quản lý tỷ giá ở Việt Nam

Quản lý tỷ giá nhằm kiểm soát lạm phát, ổn định kinh tế vĩ mô và cán cân thương mại

là một nhiệm vụ quan trọng đối với Việt Nam. Càng quan trọng hơn khi hiện tại Việt

Nam vẫn đang cố gắng thoát khỏi cuộc khủng hoảng kinh tế thế giới 2007-2009 và nỗ

lực ổn định kinh tế vĩ mô, kiềm chế lạm lạm phát.

Việt Nam đã có nhiều điều chỉnh trong cơ chế tỷ giá kể từ khi đất nước chấm dứt cơ

chế tập trung quan liêu bao cấp năm 1989. Tuy nhiên, xét về bản chất các thay đổi này

đều xoay quanh chế độ neo tỷ giá. Ở Việt Nam, đồng USD gần như được mặc định là

đồng tiền neo tỷ giá. Ngân hàng Nhà nước Việt Nam (NHNN) công bố tỷ giá

VND/USD. Căn cứ vào tỷ giá quốc tế giữa USD và các đồng tiền ngoại tệ khác, các

ngân hàng thương mại sẽ xác lập tỷ giá giữa các ngoại tệ đó với VND.

Để hiểu rõ hơn về tác động của chính sách quản lý tỷ giá và những điều chỉnh trong tỷ

giá, chúng ta sẽ xem xét những biến động của tỷ giá Việt Nam và tập trung chủ yếu

vào những biến động gần đây.

Các xu hướng tỷ giá

Nhìn vào diễn biến của tỷ giá danh nghĩa (Nominal Exchange Rate) từ năm 2000 đến

năm 2011 (Hình 3.3) có thể thấy tỷ giá chính thức VND/USD có xu hướng đi theo

một chu kỳ rõ rệt gồm hai giai đoạn: (i) trong giai đoạn suy thoái kinh tế hoặc khủng

hoảng, VND mất giá khá mạnh; (ii) khi giai đoạn suy thoái kết thúc, nền kinh tế đi vào

ổn định thì tỷ giá lại được neo giữ tương đối cứng nhắc theo đồng USD. Chu kỳ này có

xu hướng lặp lại theo chu kỳ kinh tế.

Hình 3.3: Tỷ giá danh nghĩa VND/USD (bên trái) và lạm phát ở Việt Nam (bên phải),

25000

25,00

20,00

20000

15,00

15000

10,00

10000

5,00

5000

0,00

-5,00

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

Lạm phát (%)

Tỷ giá chính thức VNĐ/USD

2000 - 2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế

giới IMF, Tổng cục thống kê (GSO) và tính toán của tác giả

Giai đoạn nền kinh tế có sự biến động mạnh: 2008-2011 với cuộc khủng hoảng kinh

tế toàn cầu và nỗ lực bình ổn kinh tế vĩ mô của nhà nước. Gắn liền với những giai

đoạn biến động mạnh này là sự chênh lệch lớn giữa tỷ giá chính thức và tỷ giá thị

trường tự do (xem hình 3.4). Sức ép của thị trường đã buộc NHNN phải nới rộng biên

độ tỷ giá hoặc chính thức phá giá, làm cho VND mất giá mạnh mẽ so với thời điểm

trước đó.

23.000

22.000

21.000

20.000

19.000

18.000

17.000

16.000

15.000

Tỷ giá thị trường chợ đen

Sàn biên độ

Trần biên độ

Tỷ giá ngân hàng nhà nước

Hình 3.4: Tỷ giá VND/USD theo ngày và biên độ, 2008-2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Ngân hàng nhà nước Việt Nam, Ngân hàng phát triển

Châu Á (ADB) và tính toán của tác giả

Giai đoạn thời kỳ nền kinh tế đi vào phát triển ổn định như giai đoạn 2001-2007. Gắn

liền với các giai đoạn này là một cơ chế tỷ giá neo giữ theo đồng USD một cách tương

đối cứng nhắc. Đây cũng là các giai đoạn mà tỷ giá trên thị trường tự do cũng ổn định

và theo sát với tỷ giá chính thức. Nguyên nhân là do giai đoạn trước đó tỷ giá chính

thức đã được tăng liên tục và đến cuối giai đoạn đã ngang bằng với tỷ giá thị trường tự

do.

Những biến động gần đây

Giai đoạn 2008-2009: Từ năm 2007, do sự gia tăng ồ ạt của luồng tiền đầu tư gián

tiếp vào Việt Nam, nguồn cung USD đã tăng mạnh. Trên thực tế vào nửa đầu năm

2007 và từ tháng 10/2007 đến tháng 3/2008, thị trường ngoại hối Việt Nam đã có dư cung về USD khiến cho tỷ giá NHTM6 giảm xuống sàn biên độ. Đồng Việt Nam đã

lên giá trong giai đoạn này.

Xu hướng chung của năm 2009 là sự mất giá danh nghĩa của VND so với USD. Cho

đến cuối năm 2009, tỷ giá chính thức VND/USD đã tăng 5,6% so với cuối năm 2008.

Trong khi trong năm 2008, tỷ giá niêm yết tại các NHTM biến động liên tục, đầu

năm còn có giai đoạn thấp hơn tỷ giá chính thức, thì năm 2009 lại là một năm mà tỷ

giá NHTM luôn ở mức trần của biên độ giao động mà NHNN công bố.

Giai đoạn 2010-2011: Năm 2010 tiếp tục chứng kiến các xu hướng tương tự trên thị

trường ngoại hối như trong năm 2009. Cụ thể là các NTTM vẫn tiếp tục đặt tỷ giá tại

trần biên độ của tỷ giá chính thức trong hầu hết các tháng trong năm và khoảng cách

giữa tỷ giá chính thứcvà tỷ giá thị trường tự do có lúc đã tăng lên những mức cao chưa

từng có vào cuối năm 2010 (xem hình 3.5).

Trong những tháng cuối năm 2011, thị trường ngoại hối chứng kiến sự tăng lên nhanh

chóng của cầu về ngoại tệ do: (i) nhu cầu mua ngoại tệ để trả các khoản vay đáo hạn

của các doanh nghiệp tận dụng chênh lệch lãi suất trong hai quý đầu năm 2011,

(ii) nhu cầu nhập khẩu thường tăng cao vào cuối năm cộng thêm nhu cầu nhập khẩu

vàng nhằm kiếm lời từ sự chênh lệch giữa giá vàng trong nước và giá vàng quốc tế,

(iii) NHNN thắt chặt tín dụng ngoại tệ; (iv) lãi suất tiền gửi ngoại tệ tăng cao, lên

trên 5%/năm; và (v) hoạt động đầu cơ gia tăng. Thêm vào đó, cung ngoại tệ giảm sút

do các doanh nghiệp không muốn bán ngoại tệ cho ngân hàng khi họ lo lắng về khả

6 Tỷ giá NHTM là tỷ giá giao dịch của các NHTM và phải nằm trong biên độ giao động do NHNN công bố.

năng NHNN sẽ tiếp tục phải phá giá VND.

Hình 3.5 Tỷ giá chính thức và tỷ giá thị trường tự do theo ngày,

23.000

22.000

21.000

20.000

19.000

18.000

17.000

16.000

15.000

Tỷ giá thị trường chợ đen

Tỷ giá ngân hàng nhà nước

Tỷ giá chính thức

VND/USD, 2008 -2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Ngân hàng nhà nước Việt Nam, Ngân hàng phát triển

Châu Á (ADB) và tính toán của tác giả

Mối quan hệ giữa sự sụt giảm tỷ giá và lạm phát

Nhìn vào diễn biến lạm phát và tỷ giá Việt Nam trong giai đoạn 2000 – 2011 (Hình

3.6) có thể thấy rằng lạm phát Việt Nam và sự sụt giảm tỷ giá có mối quan hệ đồng

biến trong các giai đoạn 2000 – 2002, 2003 – 2004, 2006 – 2008, 2009 – 2011. Khi tỷ

giá VNĐ/USD tăng, điều này hàm ý rằng tiền đồng Việt Nam mất giá dẫn đến lạm

phát tăng.

Tuy nhiên xen kẽ vào đó có những giai đoạn lạm phát Việt Nam và sự sụt giảm tỷ giá

có mối quan hệ nghịch biến như giai đoạn 2002 – 2003, 2004 – 2006 và 2008.

Hình 3.6: Mối quan hệ tỷ giá danh nghĩa VND/USD (bên trái) và lạm phát ở Việt

25,00

25000

20,00

20000

15,00

15000

10,00

10000

5,00

5000

0,00

-5,00

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

Tỷ giá chính thức VNĐ/USD

Lạm phát (%)

Nam (bên phải), 2000 - 2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế

giới IMF, Tổng cục thống kê (GSO) và tính toán của tác giả

3.2.2 Tỷ giá thực (Real Exchange Rate) và độ chênh lệch tỷ giá thực

Diễn biến tỷ giá thực

Hình 3.7 cho thấy xu hướng biến động của của cả tỷ giá thực và tỷ giá danh nghĩa

theo quý trong thập kỷ qua. Tỷ giá danh nghĩa có xu hướng tăng trong toàn bộ thập kỷ

và tăng mạnh hơn từ 2008 đến nay. Xu hướng theo thời gian được ước lượng cho

thấy mức độ mất giá là khoảng 0,4%/quý trong giai đoạn 2000-2007 nhưng đã tăng

lên mức 1,8%/quý trong giai đoạn tiếp theo từ đầu năm 2008, tương đương với mức

tăng gấp 5 lần so với giai đoạn trước. Tuy nhiên, tỷ giá thực lại có biến động khác biệt.

Nó tăng nhẹ vào giai đoạn 2000Q1-2003Q3. Sau đó đã giảm mạnh trong giai đoạn

2003Q4-2008Q4 với tốc độ 1,5%/quý. Đồng thời, khoảng cách giữa tỷ giá thực và tỷ

giá danh nghĩa ngày càng mở rộng đặc biệt là trong giai đoạn 2008-2010.

Hình 3.7: Tỷ giá thực và tỷ giá danh nghĩa VND/USD (%) theo quý 2000-2011

160,00

140,00

120,00

100,00

80,00

60,00

40,00

20,00

0,00

1 Q 0 0 0 2

3 Q 0 0 0 2

1 Q 1 0 0 2

3 Q 1 0 0 2

1 Q 2 0 0 2

3 Q 2 0 0 2

1 Q 3 0 0 2

3 Q 3 0 0 2

1 Q 4 0 0 2

3 Q 4 0 0 2

1 Q 5 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

1 Q 6 0 0 2

3 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

3 Q 7 0 0 2

1 Q 8 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

1 Q 9 0 0 2

3 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

3 Q 0 1 0 2

1 Q 1 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

VND/USD Real

VND/USD Nominal

(Quý I năm 2000 là kỳ gốc)

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Ngân hàng nhà nước Việt Nam, Ngân hàng phát triển

Châu Á (ADB),Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế giới IMF và

tính toán của tác giả

Độ chênh lệch tỷ giá hối đoái thực (RER Misalighment)

Tỷ giá hối đoái thực (RER) chịu tác động bởi nhiều yếu tố bên trong lẫn bên ngoài

quốc gia, chẳng hạn như các cú sốc về chính sách tiền tệ và tài khóa trong nước hoặc

biến động giá ở nước ngoài. Trong luận văn này, sử dụng phần mền Eview tác giả ước

lượng giá trị cân bằng các biến tỷ giá hối đoái thực (RER) bằng cách sử dụng bộ lọc Hodrick – Prescott (Hodrick Prescott filter)7. Trên cơ sở đó tác giả tính ra độ chênh

lệch tỷ giá hối đoái thực.

Hình 3.8 cho thấy trong giai đoạn 2000 – 2001Q1 và trong giai đoạn 2008 – 2009

đồng tiền Việt Nam được định giá cao với mức độ giai đoạn sau cao hơn giai đoạn

7 Xem thêm phần Dữ liệu nghiên cứu ở Chương 2 và Ước lượng giá trị cân bằng ở Chương 4

trước. Trong những giai đoạn còn lại thì đồng tiền Việt Nam được định giá thấp hơn .

0,06

0,04

0,02

0 2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1 2006Q1 2007Q1 2008Q1 2009Q1 2010Q1 2011Q1

-0,02

-0,04

-0,06

-0,08

-0,1

-0,12

RER Misalignment

Hình 3.8: Độ chênh lệch tỷ giá hối đoái thực Việt Nam, 2000 - 2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Ngân hàng nhà nước Việt Nam, Ngân hàng phát triển

Châu Á (ADB),Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế giới IMF và

tính toán của tác giả

Mối quan hệ giữa tỷ giá thực và lạm phát

Hình 3.9: Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái thực VND/USD (bên phải) và lạm phát ở

120

2,00

1,50

110

1,00

0,50

100

0,00

-0,50

-1,00

-1,50

-2,00

-2,50

-3,00

2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1 2006Q1 2007Q1 2008Q1 2009Q1 2010Q1 2011Q1

VND/USD Real

Inflation

Việt Nam (bên trái), 2000 - 2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Ngân hàng nhà nước Việt Nam, Ngân hàng phát triển

Châu Á (ADB),Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế giới IMF và

tính toán của tác giả

Nhìn vào hình 3.9 có thể thấy tỷ giá hối đoái thực VND/USD và lạm phát ở Việt Nam

trong giai đoạn 2000 – 2011 có mối quan hệ nghịch biến. Khi tỷ giá hối đoái thực

giảm thì lạm phát tăng và ngược lại. Để phát triển kinh tế và khuyến khích xuất khẩu

Ngân hàng Nhà nước Việt Nam liên tục phá giá đồng tiền điều này hàm ý rằng hàng

hoá Việt Nam trở nên rẻ hơn, có lợi thế cạnh tranh hơn (tỷ giá hối đoái thực giảm). Kết

quả là lạm phát Việt Nam tăng.

3.2.3 Độ mở cửa của nến kinh tế (Oppeness)

Diễn biến

Trong giai đoạn nghiên cứu 2000 – 2011, tình hình xuất nhập khẩu của Việt Nam tăng

trưởng với mức độ năm sau cao hơn năm trước. Điều này làm cho độ mở của của nền

kinh tế Việt Nam tăng dần qua các năm. Nếu năm 2000 độ mở cửa của nền kinh tế

Viện Nam xấp xỉ bằng 1 thì đến cuối năm 2011 độ mở của của nền kinh tế Việt Nam

đã tăng lên thành 1,7 (xem hình 3.10).

1,8

1,6

1,4

1,2

0,8

0,6

Oppenness

Hình 3.10: Độ mở cửa nền kinh tế Việt Nam theo quý 2000-2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế

giới IMF, Tổng cục thống kê (GSO) và tính toán của tác giả

Mối quan hệ giữa độ mở của nền kinh tế và lạm phát

Hình 3.11 cho thấy độ mở cửa của nền kinh tế Việt Nam và lạm phát có mối quan hệ

đồng biến (tương quan thuận). Trong các giai đoạn lạm phát Việt Nam tăng cao 2006 –

2008, 2009 – 2011 thì độ mở cửa của nền kinh tế cũng tăng theo và ngược lại trong

giai đoạn lạm phát Việt Nam giảm 2008 – 2009 thì độ mở của của nền kinh tế Việt

Nam cũng giảm.

Điều này hoàn toàn phù hợp với nghiên cứu của Alfaro (2005) khi cho rằng mối quan

hệ giữa lạm phát và độ mở của của nền kinh tế là đồng biến khi nền kinh tế có chế độ tỷ giá cố định (ở Việt Nam tỷ giá chủ yếu là neo theo đồng USD)8.

Hình 3.11: Mối quan hệ độ giữa mở cửa của nền kinh tế (bên trái) và lạm phát ở

1,8000

25,00

1,6000

20,00

1,4000

1,2000

15,00

1,0000

10,00

0,8000

5,00

0,6000

0,4000

0,00

0,2000

-5,00

0,0000

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011

Openness

Lạm phát (%)

Việt Nam (bên phải), 2000 - 2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế

8 Đây chính là cơ sở quan trọng để phần nghiên cứu thực nghiệm ở Chương 4 tác giả kỳ vọng dấu của biến OPEN là dấu + khác với mô hình tổng quát mà Ilan Goldfajn và Sergio R.C. Werlang (1998) đã sử dụng.

giới IMF, Tổng cục thống kê (GSO) và tính toán của tác giả

3.2.4 Chênh lệch sản lượng (Output gap)

Chênh lệch sản lượng (output gap) là một tiêu chí quan trọng để đánh giá hoạt động của nền kinh tế 9. Mức chênh lệch sản lượng là dương điều này hàm ý rằng nền kinh tế

phát triển nóng, nghĩa là mọi nguồn lực trong nền kinh tế đều đã được sử dụng một

cách tối đa. Ngược lại, nếu mức chênh lệch sản lượng là âm nghĩa là nền kinh tế đang

vận hành một cách kém hiệu quả, không sử dụng hết các nguồn lực.

300000,6

250000,6

200000,6

150000,6

100000,6

50000,6

0,6

1 Q 0 0 0 2

3 Q 0 0 0 2

1 Q 1 0 0 2

3 Q 1 0 0 2

1 Q 2 0 0 2

3 Q 2 0 0 2

1 Q 3 0 0 2

3 Q 3 0 0 2

1 Q 4 0 0 2

3 Q 4 0 0 2

1 Q 5 0 0 2

3 Q 5 0 0 2

1 Q 6 0 0 2

3 Q 6 0 0 2

1 Q 7 0 0 2

3 Q 7 0 0 2

1 Q 8 0 0 2

3 Q 8 0 0 2

1 Q 9 0 0 2

3 Q 9 0 0 2

1 Q 0 1 0 2

3 Q 0 1 0 2

1 Q 1 1 0 2

3 Q 1 1 0 2

GDP thực

GDP tiềm năng

Hình 3.12: GDP thực và GDP tiềm năng ở Việt Nam, 2000 - 2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế

giới IMF, Tổng cục thống kê (GSO) và tính toán của tác giả

Mối quan hệ giữa GDP thực (GDPR) và lạm phát

Hình 3.13 cho thấy mức độ tăng trưởng của GDP thực và lạm phát là tương quan thuận

(đồng biến). Khi GDP thực tăng thì lạm phát cũng tăng và ngược lại. Điều này có thể

được giải thích như sau, khi nền kinh tế tăng trưởng cao, mọi nguồn lực trong nền kinh

9 Xem thêm cách tính ở phần Dữ liệu nghiên cứu ở Chương 2, và ước lượng giá trị cân bằng ở Chương 4.

tế đều được sử dụng một cách triệt để để tăng gia sản xuất, vì thế giá nguyên liệu và

nhân lực cũng sẽ tăng theo. Mặt khác, các Công ty cũng dễ dàng chuyển phần chi phí

vào giá thành sản phẩm nhằm tối ưu hoá lợi nhuận. Trái lại, khi nền kinh tế khủng

hoảng, các Công ty sẽ không thể điều chỉnh giá thành sản phẩm tăng theo chi phí do

đó giá cả sẽ có xu hướng giảm so với thực tế.

Hình 3.13: Mối quan hệ độ giữa GDP thực ( %, bên trái) và lạm phát ở

1,8

1,6

2,5

1,4

1,2

0,8

1,5

0,6

0,4

0,2

0,5

-0,2

0 2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1 2006Q1 2007Q1 2008Q1 2009Q1 2010Q1 2011Q1

Inflation

GDP thực

Việt Nam (%, bên phải), 2000 - 2011

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ Thống kê tài chính quốc tế (IFS) của tổ chức tiền tệ thế

giới IMF, Tổng cục thống kê (GSO) và tính toán của tác giả

3.2.5 Phương pháp tính

Thước đo lạm phát tổng thể ở Việt Nam được tính toán theo sự thay đổi của CPI. Rổ

hàng hóa được sử dụng để tính CPI của Việt Nam hiện nay bao gồm 11 nhóm hàng

chính. Việc xây dựng rổ hàng hóa này được dựa trên trên kết quả khảo sát thị trường

tại các tỉnh và thành phố trực thuộc trung ương, kết quả khảo sát mức sống hộ gia đình

và điều tra quyền số CPI do Tổng cục Thống kê thực hiện trong năm 2008. Theo kế

hoạch, rổ hàng hóa này được sử dụng trong giai đoạn 2009-1014.

Bảng 3.1: Chỉ số giá tiêu dùng theo tháng giai đoạn 2003-2010 (%)

Nguồn: Lạm phát và quy tắc chính sách tiền tệ - Phạm Thế Anh (2011)

Bảng 3.1 cho thấy cả tốc độ tăng lẫn sự biến động của CPI đang có xu hướng gia tăng

trong giai đoạn gần đây. Trung bình trong giai đoạn 2008-2010, chỉ số CPI hàng tháng

tăng khoảng 13,08% so với cùng kì, cao gần gấp đôi với con số 6,09 của giai đoạn

2003-2007. Đồng thời mức độ biến động, đo lường theo độ lệch chuẩn, của CPI cũng

tăng từ 2,39% trong giai đoạn 2003-2007 lên tới 8,26% trong giai đoạn 2008-2010.

Phân tách theo từng nhóm hàng có thể thấy nhóm hàng ăn và dịch vụ ăn uống đóng vai

trò chi phối lớn nhất trong sự biến động của giá cả. Nhóm hàng này chiếm tỉ trọng lên

tới xấp xỉ 40% trong rổ hàng, đồng thời luôn có mức tăng cũng như biến động cao hơn

so với các nhóm hàng còn lại. Cụ thể, trong giai đoạn 2003-2007, giá nhóm hàng ăn và

dịch vụ ăn uống có mức tăng trung bình cao gần gấp đôi, đồng thời có mức độ biến

động cao hơn gấp ba lần so với con số tương ứng của các nhóm hàng còn lại. Trong

giai đoạn 2008-2010, giá cả nhóm hàng ăn và dịch vụ ăn uống thậm chí còn tăng cao

và biến động mạnh hơn. Trung bình giai đoạn này giá cả nhóm hàng ăn và dịch vụ ăn

uống tăng 18,85% với độ lệch chuẩn lên tới 14,59%. Trong số các nhóm hàng còn lại,

nhà ở và vật liệu xây dựng, chiếm tỉ trọng 10.01%, và giao thông, chiếm tỉ trọng

8,87%, là những nhóm hàng có mức tăng cao và biến động vượt trội.

Những phân tích ở trên cho thấy thước đo lạm phát của Việt Nam phụ thuộc rất nhiều

vào sự biến động giá cả của nhóm hàng hàng ăn và dịch vụ ăn uống. Nhóm hàng này

chiếm tỉ trọng rất lớn và có giá cả phụ thuộc nhiều và điều kiện thời tiết và tính chất

mùa vụ trong nông nghiệp. Ngoài ra, nhà ở, điện, khí đốt & vật liệu xây dựng và giao

thông cũng là những nhóm hàng có tỉ trọng khá cao và giá cả của chúng bị chi phối bởi

sự biến động của giá nguyên nhiên liệu thế giới. Tuy nhiên, những thay đổi bất

thường về thời tiết hay biến động giá trên thị trường nguyên nhiên liệu thế giới nhiều

khi chỉ mang tính tạm thời và nằm ngoài tầm kiểm soát của chính sách tiền tệ.

3.2.6 Kỳ vọng lạm phát

Công chúng có khuynh hướng lưu giữ ấn tượng về lạm phát trong quá khứ, đồng thời

có kỳ vọng nhạy cảm về làm phát trong tương lai. Đây là hai yếu tố đồng thời chi phối

mức lạm phát hiện tại. Vấn đề này đã được chứng minh trong nhiều nghiên cứu thực

nghiệm ở Việt Nam: Nguyễn Thu Hằng và Nguyễn Đức Thành (2010); Trương Văn

Phước và Chu Hoàng Long (2005) …

3.3 Tranh luận về nguyên nhân lạm phát trong giai đoạn nghiên cứu

Nếu lạm phát trong năm 2000 là -0,5%, 2001 là 0,8% và giai đoạn 2003 – 2004 giao

động ở mức 4% thì trong năm 2004 đã tăng lên đến 7% và tiếp tục duy trì ở mức cao

này, cho đến hiện nay đã và đang tăng tới mức báo động ở mức 2 con số. Nguyên nhân

lạm phát tăng cao trong giai đoạn này được tranh luận với những ý kiến trái chiều như

• Lạm phát tăng cao là do tính toán các chỉ số giá. Lạm phát cao bắt nguồn từ tỷ

trọng của một số hàng hoá thiết yếu trong rổ hàng hoá tính chỉ số giá tiêu dùng

(CPI) là quá cao và có thể là không còn phù hợp. Vì thế cần phải thay đổi lại tỷ

trọng này hoặc phải có một chỉ số nào đó trung thực hơn, chẳng hạn như tính

lạm phát cơ bản (core inflation).

• Lạm phát là do nhập khẩu. Trong giai đoạn lạm phát Việt Nam tăng cao cũng là

giai đoạn giá dầu thô thế giới tăng cao nếu đầu năm 2000 giá dầu thế giới vào

khoản 26 đến 28 USD/Thùng thì đến năm 2007 giá dầu thế giới đã lên tới 80

USD/Thùng và đến cuối năm 2010 giao động khoản trên 70 USD/Thùng. Giá

dầu tăng kéo theo giá cả của một loạt các hàng hoá có liên quan tăng lên nhanh

chóng. Và do vậy nó ảnh hưởng sâu rộng đến các mặt hàng nhập khẩu của Việt

Nam.

140

120

100

Giá dầu

Hình 3.14: Giá dầu thế giới trong giai đoạn 2000 - 2010 (USD/Thùng)

Nguồn: Dữ liệu được lấy từ www.ioga.com và tính toán của tác giả

• Lạm phát là hiện tượng tiền tệ. Điều này hàm ý rằng lạm phát trong nền kinh tế

tăng nhanh là do in quá nhiều tiền, mọi nguyên nhân khác đều là thứ yếu hoặc

là một cứ sốc tạm thời. Do vậy, giải pháp căn bản để giảm lạm phát là phải

giảm cung tiền.

KẾT LUẬN CHƯƠNG 3

Kết quả nghiên cứu bằng phương pháp nghiên cứu định tính cho thấy:

• Lạm phát Việt Nam và sự sụt giảm tỷ giá hối đoái có mối quan hệ đồng biến

trong phần lớn các giai đoạn tuy nhiên có một số giai đoạn mối quan hệ này là

nghịch biến.

• Tỷ giá thực và lạm phát Việt Nam có quan hệ nghịch biến. Khi tỷ giá hối đoái

thực giảm thì lạm phát tăng và ngược lại.

• Độ mở cửa của nền kinh tế Việt Nam và lạm phát có mối quan hệ đồng biến

(tương quan thuận).

• Mức độ tăng trưởng của GDP thực và lạm phát là tương quan thuận (đồng biến)

Ngoài ra phương pháp tính và kỳ vọng lảm phát ban đầu cũng ảnh hướng tới lạm phát

Việt Nam trong giai đoạn nghiên cứu

Tranh luận về nguyên nhân lạm phát tại Việt Nam: (1) Thứ nhất, Lạm phát tăng cao là

do tính toán các chỉ số giá. Lạm phát cao bắt nguồn từ tỷ trọng của một số hàng hoá

thiết yếu trong rổ hàng hoá tính chỉ số giá tiêu dùng (CPI) là quá cao và có thể là

không còn phù hợp; (2) Thứ hai, Lạm phát là do nhập khẩu; (3) Thứ ba, lạm phát là

hiện tượng tiền tệ. Điều này hàm ý rằng lạm phát trong nền kinh tế tăng nhanh là do in

quá nhiều tiền, mọi nguyên nhân khác đều là thứ yếu hoặc là một cứ sốc tạm thời.

CHƯƠNG 4

KIỂM ĐỊNH CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN TỪ VIỆC PHÁ GIÁ

TIỀN ĐỒNG TỚI LẠM PHÁT VIỆT NAM TRONG

GIAI ĐOẠN 2000 – 2011

4.1 Mô tả số liệu

Bảng 4.1 mô tả tính chất của các biến tác giả sử dụng để thực hiện hồi quy trong mô

hình hồi quy với 48 quan sát. Mean là giá trị trung bình, Median là trung vị của mẫu

quan sát. Std.Dev là độ lệch chuẩn cho biết mức độ dao động của các biến số xung

quanh giá trị trung bình.

Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis

Jarque-Bera Probability

Sum Sum Sq. Dev.

GDPGAP 0.003549 0.462399 16.22015 -22.08450 9.838144 -0.517856 2.614535 2.442563 0.294852 0.170341 4549.087 48

IFL 146.6756 129.5350 259.4378 98.89330 48.35533 0.844155 2.498696 6.203390 0.044973 7040.427 109897.2 48

OPEN 119.8116 115.8206 172.5233 75.78121 23.88197 0.460490 2.502638 2.191142 0.334349 5750.955 26806.38 48

RERMIS -0.052308 1.122002 4.072306 -9.541669 3.432603 -1.124693 3.292466 10.29055 0.005827 -2.510780 553.7898 48

ERD 116.3089 113.2392 147.8633 100.0000 12.03747 1.240014 3.974529 14.20050 0.000825 5582.829 6810.332 48

Observations

Bảng 4.1: Tóm tắt thống kê các biến

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa trung bình trong giai đoạn này là 16.345 đồng, Độ mở cửa

trung bình của nền kinh tế Việt Nam là 1,198. Tỷ giá hối đoái và lạm phát Việt Nam

trong giai đoạn này biến động mạnh. Bảng 4.1 cũng cho thấy rằng độ mở của nền kinh

tế Việt Nam là cao.

4.2 Ước lượng các giá trị cân bằng

Trong mô hình kinh tế lượng được tác giả xây dựng ở mục 2.1. Các biết số tỷ giá hối

đoái thực (RER) và GDP là những biến kinh tế vĩ mô thường bị tác động bởi nhiều yếu

tố bên trong lẫn bên ngoài quốc gia, chẳng hạn như các cú sốc về chính sách tiền tệ và

tài khoá trong nước hoặc biến động giá ở nước ngoài. Điều này hàm ý rằng giá trị cân

bằng của chúng cũng biến thiên theo tính chu kỳ. Như vậy, ước lượng các giá trị cân

bằng của các biến này cần phải sử dụng những phương pháp, kỹ thuật thích hợp để vừa

đảm bảo tính chất thống kê của các biến vừa đảm bảo ý nghĩa kinh tế của nó.

Hiện nay có rất nghiều nghiên cứu khác nhau có liên quan đến chủ đề ước lượng các

giá trị cân bằng trong dài hạn của các biến vĩ mô này nhưng không có sự thống nhất

với nhau về một phương pháp nhất định. Nguyên nhân chính như sau: thứ nhất, không

có quan điểm chung về đặc tính xu thế (trend) của giá trị này, nó có thể mang tính tất

định (deterministic) hoặc không tương quan (uncorrelated) cũng như là mối quan hệ

giữa yếu tố xu thế và nhân tố chu kỳ (có thể tương quan hay không tương quan); Và

nguyên nhân thứ hai là do mô hình kinh tế lượng mà các tác giả nghiên cứu sử dụng.

Trong luận văn này, sử dụng phần mền Eview tác giá ước lượng giá trị cân bằng các

biến tỷ giá hối đoái thực (RER) và GDP bằng cách sử dụng bộ lọc Hodrick – Prescott (Hodrick Prescott filter).10 Thế mạnh của phương pháp lọc Hodrick – Prescott là ứng

dụng được cho chuỗi dữ liệu không dừng, đặc biệt tối ưu đối với chuỗi dừng khi ở

dạng sai phân bật hai – I(2) và chuỗi nhiễu trắng (white noise). Do vậy hầu hết các

nhiên cứu gần đây về cơ chế truyền dẫn (pass through) từ sự sụt giảm tỷ giá đến lạm

phát, giá trị cân bằng của các biến như GDP, tỷ giá hối đoái thực(RER) đều được ước

lượng bằng phương pháp này vì đa phần các biến này đều không dừng.

Về mặt ý tưởng, phương pháp lọc Hodrick – Prescott sẽ ước lượng giá trị cân bằng

bằng cách tìm giá trị tối thiểu của các giá trị biến động xung quanh giá trị xu hướng

dài hạn. Cách ước lượng giá trị cân bằng chuỗi dữ liệu yt bằng cách sử dụng bộ lọc

10 Bên cạnh phương pháp ước lượng xu thế dài hạn của Hodrick – Prescott còn có các kỹ thuật khác cũng thường xuyên được sử dụng như phương pháp lọc Kalman, Schlicht, Band – Pass ….

Hodrick – Prescott được mô tả bởi phương trình dưới đây:

∗

∗)(cid:15) + 2 /(cid:3)(&(0(cid:4)(cid:7)(cid:12)

∗ − &(0(cid:4)

∗) − (&(0(cid:4)

∗ − &(0(cid:4)(cid:14)(cid:12)

∗ là giá trị thể hiện xu thế (giá trị cân

)(cid:9)(cid:15) /(&(0(cid:4) − &(0(cid:4)

Trong phương trình trên yt là giá trị thực tế, 0(cid:4) bằng) và 2 là hệ số san bằng chuỗi dữ liệu (smoothing coefficient). Nếu 2 càng nhỏ thì giá trị ước lượng tối ưu càng gần với giá trị quan sát và ngược lại 2 càng cao thì kết quả ước lượng có chiều hướng là một đường tuyến tính. Điều này chỉ ra rằng bật tự do

2 là rất quan trọng. Hodrick và Prescott (1997) phát triển mô hình này và đề xuất giá trị 2 là 100 cho số liệu năm, 1600 cho số liệu theo quý và 14400 cho số liệu theo tháng.

Hodrick-Prescott Filter (lambda=1600)

280,000

120

240,000

110

200,000

100

160,000

40,000

5.0

120,000

2.5

20,000

80,000

0.0

-2.5

-20,000

-5.0

-40,000

-7.5

-60,000

-10.0

GDPR

Trend

Cycle

RER

Trend

Cycle

Hình 4.1: Giá trị cân bằng của RER và GDP 2001Q1 – 2011Q4

Nguồn: Vẽ từ số liệu ước lượng bằng phương pháp lọc Hodrick - Prescott

Ghi chú: RER, GDPR là tỷ giá hối đoái thực và GDP thực. “Trend” là ước lượng giá

trị cân bằng của các biến số và “Cycle” là dao động mang tính chu kỳ (tức là chênh

lệch giữa giá trị thực và giá trị cân bằng) của các biến số.

Hình 3.2 bên trên biểu diễn giá trị thực tế, giá trị cân bằng (ký hiệu là trend) và giá trị

giao động có tính chu kỳ (ký hiệu là cycle) của các biến GDP thực và tỷ giá hối đoái

thực. Giá trị cân bằng của 2 biến này được ước lượng bằng cách sử dụng bộ lọc

Hodrick – Prescott (Hodrick – Prescott filter) với 2 = 1600. Về mặt xu thế có thể thấy, tốc độ tăng GDP thực cân bằng biến thiên tăng dần theo

thời gian. Trong khi đó tỷ giá hối đoái thực cân bằng biến thiên giảm dần theo thời

gian.

Sự sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực (misalignment of RER) được tác giả tính toán

dựa vào chênh giữa tỷ giá hối đoái thực và giá trị cân bằng của tỷ giá hối đoái thực

được ước lượng bằng cách sử dụng bộ lọc Hodrick – Prescott (Hodrick – Prescott

filter) với 2 = 1600. Cũng bằng cách ước lượng giá trị cân bằng của GDP thực bằng bộ lọc Hodrick –

Prescott (Hodrick – Prescott filter). Tác giả cũng ước lượng sự sai lệch trong GDP

thực (Deviation GDP) từ số liệu ước lượng xu hướng (estimated trend) và tính ra được

GDP gap.

4.3 Kiểm định nghiệm đơn vị

Một trong những kiểm định quan trọng trong các mô hình sử dụng chuỗi thời gian

(times serie) là kiểm định tính dừng (stationary) hay còn gọi là kiểm định nghiệm đơn

vị (unit root test) của các biến. Tác giả sử dụng kiểm định gia tăng Dickey – Fuller

(Augmented Dickey Fuller – gọi tắt là kiểm định ADF) cho tất cả các biến đầu vào của mô hình.11

Trong luận văn này tác giả sẽ kiểm định tính dừng của 2 loại biến: thứ nhất là kiểm

định tính dừng của các biến cần ước lượng giá trị cân bằng, thứ hai là kiểm định tính

dừng của các biến đưa vào phương trình hồi quy đã được trình bày ở mục 2.1

Kiểm định tính dừng của các biến cần ước lượng giá trị cân bằng:

Bảng 4.2: Kết quả kiểm định ADF các biến ước lượng giá trị cân bằng

RER Misalignment 1 RER Misalignment_1 0 Độ trễ (lag) C C Dạng hồi quy

-2.817044 -4.738526 Thống kê t (t-statistics)

0.0637 0.0003

2.064171 1.965489

11 Kết quả kiểm định ADF chi tiết các biến sẽ được trình bày cụ thể ở phần phụ lục.

Giá trị P (P-value) Thống kê Durbin – Watson)

GDP Gap GDP Gap_1

3 2 Độ trễ (lag) C C Dạng hồi quy

-3.166771 -16.27001 Thống kê t (t-statistics)

0.0289 0.0000

1.905588 2.163401 Giá trị P (P-value) Thống kê Durbin – Watson

Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu

Ghi chú: dạng hồi quy: N (none) là không có hằng số trục tung và biến xu thế; C

(Constant, hệ số trục tung) là có biến hằng số trục tung, hệ số trục tung và T (trend) là

có đủ hằng số, hệ số trục tung và xu thế

Bảng 4.2 bên trên tóm tắt các kết quả thống kê của kiểm định ADF cho các biến phải

ước lượng giá trị cân bằng bằng cách sử dụng bộ lọc Hodrick – Prescott (Hodrick –

Prescott filter). Giả thuyết H0 của kiểm định ADF này là có nghiệm đơn vị (unit root),

nghĩa là chuỗi thời gian kiểm định là không dừng (non – stationary). Kết quả kiểm

định cho thấy biến sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực (misalignment of RER) và biến

GDP gap là dừng ở sai phân bậc 1 hay còn gọi là I(1). Ở mức sai phân này thì giá trị

tuyệt đối của thống kê t (t-statistics) đều lớn hơn giá trị tới hạn thống kê (cid:1). Thống kê Durbin – Watson của biến RER Misalignment_1 là 1.965489 và của biến

GDP Gap_1 là 2.163401cũng đạt yêu cầu vì nó có xu hướng gần với 2. Điều này có

nghĩa là: không có hiện tượng tương quan chuỗi trong dữ liệu và tuân thủ các nguyên

tắc thống kê được giả định (không nhận dạng sai mô hình – non specification error).

Bảng 4.3: Giá trị tới hạn của thống kê (cid:1) cho mẫu nghiên cứu

Phần trăm sai số

5% 10% 1% Dạng hồi quy -1.947816 -1.612492 -2.614029 N (None)

-2.923780 -2.599992 -3.574446

-3.506740 -3.183002 -4.161144 C (Constant) T (Trend)

Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu

RERMISALIGNMENT

RERMIS_1

-2

-4

-6

-8

-10

-8

GDPGAP_1

GDPGAP

60,000

40,000

30,000

40,000

20,000

10,000

-10,000

-20,000

-40,000

-30,000

-60,000

-40,000

-80,000

-50,000

Hình 4.2: RER Misalignment và GDP gap dạng mức và I(1)

Kiểm định tính dừng của các biến đưa vào phương trình hồi quy:

Bảng 4.4: Kết quả kiểm định ADF các biến đưa vào phương trình hồi quy

ERD ERD_1 ERD_2

2 4 1 Độ trễ (lag) C C C Dạng hồi quy

2.495552 0.152739 -7.929603 Thống kê t (t-statistics)

1.0000 0.9661 0.0000

1.936383 2.004610 1.995340 Giá trị P (P-value) Thống kê Durbin – Watson)

IFL IFL_1

2 1 Độ trễ (lag) C C Dạng hồi quy

2.882100 -3.930453 Thống kê t (t-statistics)

1.0000 0.0039

2.012168 1.898088 Giá trị P (P-value) Thống kê Durbin – Watson)

OPEN

0 Độ trễ (lag) T Dạng hồi quy

-6.113425 Thống kê t (t-statistics)

0.0000

1.983596 Giá trị P (P-value) Thống kê Durbin – Watson)

Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu

Ghi chú: dạng hồi quy: N (none) là không có hằng số trục tung và biến xu thế; C

(Constant, hệ số trục tung) là có biến hằng số trục tung, hệ số trục tung và T (trend) là

có đủ hằng số, hệ số trục tung và xu thế

Bảng 3.5 bên trên là kết quả kiểm định tính dừng của ERD (Exchange rate

depreciation – sự sụt giảm tỷ giá), IFL (inflation – lạm phát) và OPEN (openess – độ

mở của của nền kinh tế). Kết quả kiểm định cho thấy biến OPEN có giá trị tuyệt đối

của thống kê t (t-statistic) là 6.113425 lớn hơn giá trị tới hạn của thống kê (cid:1), hơn nữa thống kê Durbin – Watson của biến OPEN là 1.983596 gần tới 2. Điều này cho thấy

không có hiện tượng tự tương quan. Như vậy kết quả kiểm định cho thấy biến OPEN

là dừng.

Kết quả kiểm định ADF cũng cho thấy biến IFL là dừng ở sai phân bậc 1 hay còn gọi

là I(2) , và ERD dừng ở sai phân bậc 2 hay còn gọi là I(2). Ở mức sai phân này thì giá

trị thống kê t (t-statistic) và thống kê Durbin – Watson đều phù hợp với giả thuyết

thống kê nghĩa là giá trị tuyệt đối của thống kê t (t-statistic) đều lớn hơn giá trị tới hạn

của thống kê (cid:1) và và giá trị thống kê Durbin – Watson đều tiến về tới 2 (không có hiện tượng tự tương quan).

IFL_1

IFL

2.0

1.6

1.2

0.8

0.4

0.0

-4

-0.4

ERD

ERD_2

150

140

130

120

110

-2

100

-4

-6

4.4 Tác động của sụt giảm tỷ giá đến lạm phát

Hình 4.3: IFL và ERD dạng mức và I(1), I(2)

Trong phương trình hồi quy cơ chế truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá đến lạm phát đã

được xây dựng ở mục 2.1, tác giả kỳ vọng về dấu của các biến GDP Gap, IFL và ERD

và OPEN là dương (tương quan thuận) điều này có nghĩa là lạm phát tương quan thuận

với mức độ phá giá đồng tiền, lạm phát ban đầu, GDP gap và độ mở cửa của nền kinh

tế. Điều này hàm ý rằng lạm phát, mức độ phá giá đồng tiền, GDP gap và độ mở cửa

của nền kinh tế ở thời điểm t cao thì lạm phát trong giai đoạn t + j cũng cao. Ngược

lại, tác giả kỳ vọng về dấu biến RER Misalignment là âm (tương quan nghịch) nghĩa là

sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực trong giai đoạn t là lớn thì lạm phát trong giai đoạn t

+ j là nhỏ và ngược lại. Kỳ vọng về đấu được mô tả cụ thể ở Bảng 3.6 dưới đây.

= (cid:10)(cid:11)

+ (cid:10)(cid:20)(cid:21)(cid:22)(cid:23)(cid:4)((cid:14)(cid:12))

+ (cid:10)(cid:24)(cid:2)(cid:4)((cid:14)(cid:12))

(cid:2)(cid:3)(cid:4), (cid:4) (cid:7)(cid:8)(cid:9)

+ (cid:10)(cid:12)ê(cid:3)(cid:4)(cid:14)(cid:12), (cid:4) (cid:7) (cid:8) (cid:14) (cid:12)(cid:9)

+ (cid:10)(cid:15)(cid:16)(cid:17)(cid:16)(cid:4)((cid:14)(cid:12)) + u

(cid:10)(cid:25)(cid:26)(cid:23)(cid:17)(cid:4)((cid:14)(cid:12))

Bảng 4.5: Kỳ vọng về dấu các biến

Kỳ vọng dấu Biến

+ GDP Gap

- RER Misalignment

+ Open

ERD IFL +

Để hiểu rõ hơn về cơ chế truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá tới lạm phát, trong luận văn

này tác giả sẽ ước lượng sự truyền dẫn theo 4 giai đoại đoạn: từ giai đoạn t tới giai

đoạn t + 3; t + 6; t + 9 và t + 12 bằng phương pháp ước lượng bình phương bé nhất

(method least squares).

Dependent Variable: IFL_1 Method: Least Squares

Bảng 4.6: Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 3

Kỳ vọng dấu Thống kê t Giá trị P Hệ số tương quan

ERD_2 0.6281 +

RER Misalighment_1 -0.6742 -

GDP Gap_1 0.0598 +

IFL_1 0.4208 2.1926 0.0344** -1.9142 0.0629*** 1.8931 0.0658*** 2.5613 0.0144* +

OPEN +

0.0283 0.5296 1.1014 0.3168

1.3913 R Squared Durbin – Watson Stat

Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu

*,**,*** Thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%

Bảng 4.7: Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 6

Dependent Variable: IFL_1 Method: Least Squares

Kỳ vọng dấu Thống kê t Giá trị P Hệ số tương quan

-0.3173 + ERD_2

-0.3132 - RER Misalighment_1

0.0705 + GDP Gap_1

-0.0061 + IFL_1

+ OPEN

0.0972 0.2333 -0.7927 0.4328 -0.6915 0.4935 1.7132 0.0948*** -0.0287 0.9772 2.6041 0.0131*

0.9885 R Squared Durbin – Watson Stat

*,**,*** Thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%

Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu

Bảng 4.8: Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 9

Dependent Variable: IFL_1 Method: Least Squares

Kỳ vọng dấu Thống kê t Giá trị P Hệ số tương quan

1.4001 + ERD_2

-1.2628 - RER Misalighment_1

0.0728 + GDP Gap_1

0.4540 + IFL_1

+ OPEN

0.0866 0.5012 -3.5975 0.0009* 2.9645 0.0053* 2.1426 0.0388** 1.9885 0.0542*** 2.7695 0.0087*

1.2665 R Squared Durbin – Watson Stat

*,**,*** Thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%

Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu

Bảng 4.9: Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 12

Dependent Variable: IFL_1 Method: Least Squares

Kỳ vọng dấu Thống kê t Giá trị P Hệ số tương quan

ERD_2 0.8968 +

RER Misalighment_1 -1.8128 -

GDP Gap_1 -0.0188 +

IFL_1 0.7137 -2.0311 0.0497** 3.6761 0.0008* -0.5134 0.6108 2.5824 0.0140* +

OPEN +

0.0456 0.5296 1.3192 0.1954

1.3913 R Squared Durbin – Watson Stat

*,**,*** Thể hiện mức ý nghĩa thống kê lần lượt là 1%, 5%, 10%

Nguồn: Tính toán của tác giả từ dữ liệu nghiên cứu

Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn từ thời gian t tới thời gian t + 3 (trễ 3 tháng)

được mô tả ở bảng 4.6. Kết quả hồi quy cho ta thấy sự sụt giảm tỷ giá (ERD), sự sai

lệch trong GDP thực và tỷ lệ lạm phát ban đầu là tương quan cùng chiều (tương quan

thuận) với lạm phát. Trong khi đó sai lêch trong tỷ giá hối đoái thực

(RERMISALIGNMENT) có mối quan hệ nghịch biến với lạm phát, nghĩa là sai lệch

trong tỷ giá hối đoái thực cao sẽ làm cho lạm phát giảm.

Hệ số truyền dẫn của tỷ giá trong giai đoạn này là 0,6281 nghĩa là tỷ giá hối đoái sụt

giảm 10% thì làm cho lạm phát tăng 6,281%. Điều này là phù hợp với diễn biến tình

trạng lạm phát và phá giá đồng tiền ở Việt Nam. Trong tình trạng khủng hoảng kinh tế,

Việt Nam đã liên tục phá giá tiền đồng để đẩy mạnh xuất khẩu và khôi phục sản xuất

trong nước. Ngân hàng nhà nước đã liên tục phá giá tiền đồng với biên độ lớn trong

giai đoạn nghiên cứu này và kết quả là lạm phát Việt Nam luôn tăng cao và hiện nay

vẫn đang duy trì ở mức 2 con số.

Kết quả ước lượng cũng chỉ ra rằng, độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực tác động tới lạm

phát còn cao hơn sụt giảm tỷ giá. Nếu sai lệch tỷ giá hối đoái thực tăng 10% thì sẽ làm

lạm phát giảm 6,7%. Ngoài ra bảng 4.6 cũng cho thấy rằng Độ lệch GDP tác động tới

lạm phát rất thấp (0,059), trong khi đó thì mức độ lạm phát ban đầu tác động tới lạm

phát ở mức cao hơn với hệ số truyền dẫn là 0,42 nghĩa là lạm phát ban đầu tăng 10%

thì lạm phát trong giai đoạn sau sẽ tăng 4,2%. Điều này hàm ý rằng nếu tỷ lệ lạm phát

ban đầu là cao Ngân hàng nhà nước, Chính phủ sẽ có biện pháp kiềm chế lạm phát nên

lạm phát trong giai đoạn sau sẽ giảm. Với độ trễ là 3 tháng (t tới t + 3) bài nghiên cứu

ko tìm ra được tác động của độ mở cửa của nền kinh tế tới lạm phát.

Trong giai đoạn t tới t + 6 (trễ 6 tháng) kết quả ước lượng (bảng 4.7) đã tìm thấy tác

động của độ mở cửa của nền kinh tế đến lạm phát với hệ số truyền dẫn là 0,0972 nghĩa

là nếu độ mở cửa của nền kinh tế tăng 10% thì lạm phát sẽ tăng 0,972%. Ngoài ra độ

hệ số truyền dẫn từ độ lệch GDP (GDP gap) đến lạm phát cũng tăng lên từ 0,059 trong

giai đoạn t tới t + 3 đã tăng lên 0,0705 trong thời gian t đến t + 6. Trong giai đoạn này,

kết quả nghiên cứu không tìm thấy tác động của độ sụt giảm tỷ giá (ERD), sai lệch

trong tỷ giá hối đoái thực (RER Misalighment) và làm phát ban đầu (IFL) tới lạm phát.

Trong giai đoạn t đến t + 9 (trễ 9 tháng) và giai đoạn t đến t + 12 (trễ 12 tháng) kết quả

ước lượng (bảng 4.8 và 4.9) cho thấy độ sụt giảm tỷ giá tác với lạm phát với hệ truyền

dẫn lần lượt là 1,4 và 0,8968. Điều này có nghĩa là nếu tỷ giả sụt giảm 10% thì lạm

phát sẽ tăng 14% trong giai đoạn t đến t + 9 và 8,9% trong giai đoạn t đến t + 12.

Mức độ truyền dẫn của sự sụt giảm tỷ giá đạt cực đại (1,4) ở giai đoạn t đến t + 9 (trễ 9

tháng). Độ sai lệch tỷ giá hối đoái thực tác động lạm phát với hệ số truyền dẫn lần lượt

là 1,2628 và 1,8128. Như vậy độ sai lệch tỳ giá hối đoái thực tác động cực đại

(1,8128) tới lạm phát trong thời gian t đến t + 12 (trễ 12 tháng).

Hệ số truyền dẫn của lạm phát ban đầu (IFL) đầu tăng từ 0,4208 trong thời gian từ t

đến t + 3 lên 0,454 trong thời gian t đến t + 9 và đạt giá trị cực đại 0,7173 trong thời

gian t + 12 (bảng 4.8 và 4.9) .

Hệ số truyền dẫn của độ mở cửa của nền kinh tới lạm phát giảm dần từ 0.0972 trong

giai đoạn t đến t + 6 tới 0,0866 trong giai đoạn t đến t + 9. Với độ trễ 12 tháng (t đến t

+ 12) bài nghiên cứu không tìm ra được tác động của độ mở cửa nền kinh tế tới lạm

phát (bảng 4.8 và 4.9) .

Hê số truyền dẫn của độ sai lệch GDP (GDP gap) tới lạm phát tăng dần từ 0,0598

trong giai đoạn t đến t + 3 lên 0,0705 trong giai đoạn t đến t + 6 và đạt giá trị cực đại

0.0728 trong giai đoạn t đến t + 9. Trong giai đoạn t đến t + 12 bài nghiên cứu không

4.5 Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo

tìm thấy được tác động của GDP gap tới lạm phát.

Luận văn tập trung nghiên cứu “Cơ chế truyền dẫn từ việc sụt giảm tỷ giá đến lạm

phát” nên có nhiều hạn chế như:

• Lạm phát tác động bởi rất nhiều yếu tố trong nền kinh tế nhưng Luận văn chỉ

xem xét một số yếu tố chính như: độ sụt giảm tỷ giá, lạm phát ban đầu, sai lệch

trong tỷ giá hối đoái thực, sai lệch trong GDP, độ mở cửa của nền kinh tế. Luận

văn chưa phản ảnh được tất cả các yếu tố tác động tới lạm phát trong giai đoạn

nghiên cứu.

• Lạm phát trong Luận văn chỉ được tác giả tính toán dựa trên chỉ số giá CPI

trong khi đó lạm phát còn có thể được tính theo GDP điều chỉnh (GDP

Deflator).

• Tỷ giá được tính trong Luận văn này là tỷ giá song phương giữa VNĐ và USD. • Thời gian nghiên cứu ngắn từ 2000Q1 đến 2011Q4, dữ liệu nghiên cứu được

thu thâp từ các nguồn khác nhau như GSO, IMF, WB, ADB … nên có nhiều sai

số, không đồng nhất có thể tạo ra những sai sót trong quá trình phân tích, đánh

giá, chạy mô hình đưa ra kết quả nghiên cứu.

Hướng nghiên cứu tiếp theo:

• Xem xét đưa thêm các biến như: yếu tố cung tiền, lãi suất, dòng vốn FDI .. để

có thể xây dựng được mô hình nghiên cứu được tốt hơn.

• Tỷ giả là tỷ giá đa phương, lạm phát có thể tính theo GDP điều chỉnh (GDP

Deflator).

• Kéo dài thời gian nghiên cứu sẽ cho kết qua nghiên cứu và độ tin cậy của mô

hình cao hơn trong giai đoạn ngắn như hiện nay.

KẾT LUẬN CHƯƠNG 4

Sử dụng mô hình ước tính hệ số truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá sang lạm phát ở Việt

Nam trong giai đoạn 2000 - 2011 theo mô hình tương tự như mô hình Ilan Goldfajn và

Sergio R.C. Werlang (1998) đã sử dụng. Kết quả nghiên cứu cho thấy:

Độ sụt giảm tỷ giá (ERD): tương quan cùng chiều (tương quan thuận) với lạm phát và

hệ số truyền dẫn đạt giá trị cực đại trong giai đoạn t tới t + 9. Điều này hàm ý rằng nếu

phá giá đồng tiền tại thời gian t thì sau 9 tháng sau (t + 9) việc sụt giảm tỷ giá này sẽ

tác động đến lạm phát là cực đại. Kết quả nghiên cứu không tìm thấy mối quan hệ giữa

độ sụt giảm tỷ giá và lạm phát trong giai đoạn t tới t + 6.

Sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực (RER Misalighment): tương quan trái chiều với

lạm phát (tương quan nghịch). Hệ số truyền dẫn tăng dần và đạt giá trị cực đại tại thời

gian t đến t + 12.

Sai lệch trong GDP (GDP gap): tương quan cùng chiều với lạm phát (tương quan

thuận). Hệ số truyền dẫn tăng dần và đạt giá trị cực đại tại thời gian t đến t + 9. Bài

nghiên cứu không tìm thấy tác động của GDP gap tới lạm phát trong giai đoạn

t đến t +12.

Lạm phát ban đầu: tương quan cùng chiều với lạm phát. Hệ số truyền dẫn tăng dần

khi độ trễ tăng và đạt giá trị cực đại ở thời gian t đến t + 12.

Độ mở cửa của nền kinh tế: trong giai đoạn t đến t + 3 và giai đoạn t đến t + 12 kết

quả nghiên cứu không tìm ra mối quan hệ giữa độ mở cửa của nền kinh tế tới lạm phát.

Hệ số truyền dẫn của độ mở cửa nền kinh tế tới lạm phát thấp và đạt giá trị cực đại

trong giai đoạn t tới t + 6 sau đó giảm trong giai đoạn t tới t +9.

TTÀÀII LLIIỆỆUU TTHHAAMM KKHHẢẢOO

TIẾNG VIỆT

PGS.TS. Trần Ngọc Thơ, TS nguyễn Ngọc Định, (2005), Tài Chính Quốc Tế, NXB

Thống Kê, Tp.HCM.

Nguyễn Hoài Bảo, 2008, “Phân tích nhân tố tác động lên lạm phát của Việt Nam giai

đoạn 1995 - 2007 bằng mô hình P-Star”, NXB Thống Kê, Tp.HCM..

Phan Thị Cúc, 2008, “Diễn biến lạm phát tại Việt Nam và Giải pháp kiềm chế linh

hoạt”, Khoa Tài Chính Ngân Hàng - Trường Đại Học Công Nghiệp Tp.HCM.

Phan Thah Hoàn, Nguyễn Đăng Hào, 2007, “Mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và cán

cân thương mại Việt Nam thời kỳ 1995 – 2004”, Tạp chí khoa học - Đại học huế - Số

43 – 2007.

Hà Quỳnh Hoa, 2008, “Cầu về tiền và hệ quả đối với chính sách tiền tệ ở Việt Nam”.

Trường Đại Học Kinh Tế Quốc Dân.

Nguyễn Thị Thu Hằng, Đinh Tuấn Minh, Tô Trung Thành, Lê Hồng Giang, Phạm Văn

Hà, 2010, “Lựa chọn chính sách tỷ giá trong bối cảnh phục hồi kinh tế”. Vietnam

centrer for economic and policy research.

TIẾNG ANH

Siaw Frimpong, Anokye M. Adam, 2009, “Exchange Rate Pass – Through in Ghana”.

International Business Research.

Zsolt Darvas, 2001, “Exchange rate pass – through and real exchange rate in EU

candidate countries. Economic Research Centre of the Deutsche Bundesbank.

Takatoshi Ito, 2007, “The Role of Exchange Rate in Inflation Targeting”. University of

Tokyo.

Bui Thi Kim Thanh, 2008, “Inflation in Viet Nam over the period 1990 – 2007”.

Institute of Social Studies.

Jayant Menon, 1995, “ Exchange rate pass – through”. Centre of Policy Studies and

The IMPACT Project, Monash University.

Takatoshi Ito, Yuri N. Sasaki and Kiyotaka Sato, 2007, “Exchange Rate Changes

and Inflation in Post – Crisis Asian Economies: VAR Analysis of the Exchange Rate

Pass - Through”. The Research Institute of Economy, Trade and Industry.

Agnès Belaisch, Ranjit S. Teja, 2003, “Exchange rate Pass – Through in Bazil”. IMF

Working Paper.

Michele Ca’Zorzi, Elke Hahn and Marcelo Sánchez, 2007, “Exchange rate Pass –

Through in emerging markets”. European Central Bank.

NGUYEN Dinh Minh Anh, TRAN Mai Anh and VO Tri Thanh, 2010, “Exchange rate

Pass – Through into Inflation in Viet Nam: An Assessment using vector autoregression

approach”. Published on Vietnam Economic Management Review.

Aliyu, Shehu Usman Rano; Yakub, Ma'aji Umar; Sanni, Ganiyu Kayode and Duke,

Omolara, 2009, “Exchange rate Pass – Through in Nigeria: Evidence from a Vector

Error Correcrtion Model”. Bayero Univeristy Kano, Central Bank of Nigeria, Abuja.

Carlos Noton Norambuena, 2001, “The Pass – Through from depreciation to inflation:

Chile 1986 – 2001”. Department of Economics, University of Chile.

Ilan Goldfajn and Sergio R.C. Werlang, “The Pass – Through from depreciation to

inflation: A Panel Study”. Banco Central de Brasil Working Paper No. 5

José Manuel Campa and Linda S. Goldberg, 2002, “Exchange rate Pass – Through into

Import Prices: A macro or micro phenomenon”. National Bureau of Economic

Research.

Carlos José García and Jorge Enrique Restrepo, 2001, “Price inflation and exchange

rate Pass –Through in Chile”. Central Bank of Chile.

ITO Takatoshi, SASAKI N. Yuri and SATO Kiyotaka, “Pass-Through of Exchange

Rate Changes and Macroeconomic Shocks to Domestic Inflation in East Asian

Countries” . The Research Institute of Economic, Trade and Industry.

Michael B. Devereux and James Yetman, 2002, “Price setting and Exchange rate Pass

– Through: Theory and Evidence”. Hong Kong Institute for Monetary Research.

Takatoshi Ito, 2007, “The Role of Exchange Rate in Inflation Targeting”. University of

Tokyo.

VO Van Minh, 2009, “Exchange rate Pass – Through and its implications for inflation

in Vietnam”. Vietnam Development Forum.

Nguyen Thi Thu Hang, Nguyen Duc Thanh, 2010, “Macroeconomic Determinants of

Vietnam’s Inflation 2000-2010: Evidence and Analysis”. Vietnam centre for economic

and policy research.

Eric O’N Fisher, 1987, “A model of Exchange rate Pass – Through”. International

Finance Discussion Papers.

Joseph E. Gagnon and Jane Ihrig, 2001, “Monetary policy and Exchange rate Pass –

Through”. Board of Governors of the Federal Reserve System International Finance

Discussion Papers.

Jonathan McCarthy, 1999, “Pass – Through of Exchage rates and import prices to

domestic inflation in some industrialised economies”. BIS Working Papes.

PHỤ LỤC

Phụ lục I – Công thức tính chỉ số giá

Lạm phát là sự tăng lên của chỉ số giá của giai đoạn này so với giai đoạn trước đó. Để

tính toán chỉ số giá (giả sử của một năm t bất kỳ), có 3 cách tính như sau:

x 100

; 3(cid:23)45 = ∑ 67 < ; ∑ 67 <

8 97 : : : 97

Cách 1: Chỉ số giá tiêu dùng (consumer price index – Viết tắt là CPI)

x 100

(cid:4) (cid:21)(cid:22)(cid:23)@ABCD(cid:4)EF

; = ∑ 67 < ; ∑ 67 <

8 8 97 8 :9 67

Cách 2: Chỉ số giá GDP điều chỉnh (GDP deflator)

x 100

G$%ℎ!I 4(J!x5 = K

(cid:12)/(cid:15) L

; ∑ 67 < ; ∑ 67 <

8 97 : : : 97

; ∑ 67 < ; ∑ 67 <

8 97 8 8 :9 67

Cách 3: Chỉ số giá dây chuyền (hay còn gọi là chỉ số giá Fisher – Fisher Index)

Phụ lục II – Tóm tắt về kiểm định ADF

Vì những lý do lý thuyết và thực tiễn, kiểm định ADF thường lần lượt tiến hành các

phương trình hồi quy chuỗi thời gian theo ba dạng (Gujarati, 2003). Giả sử, chúng ta

có dữ liệu chuỗi thời gian Yt và cần kiểm định tính dừng (stationary), hay còn gọi là có

gặp vấn đề nghiệm đơn vị (unit root) hay không. Khi đó các dạng hồi quy kiểm định

là:

Thứ nhất, là tiến hành một hồi quy trong đó không có hằng số (constant) và không có

biến xu thế (trend). Trong Luận văn, tác giả ký hiệu loại hồi quy này là N (none) với

phương trình hồi quy bên dưới:

(cid:1)Yt = δYt – 1 + ut

Thứ hai, tiến hành kiểm định trên một phương trình hồi quy có hằng số (hệ số trục

tung) nhưng không có biến xu thế. Trong Luận văn, tác giả ký hiệu loại hồi quy kiểm

định này là C (Constant) với phương trình hồi quy bên dưới:

(cid:1)Yt = α + δYt – 1 + ut

Thứ ba, là kiểm định tính dừng trên một phương trình hồi quy có đầy đủ hằng số và

biến xu thế. Ký hiệu sử dụng cho tình huống này là T (trend) với phương trình hồi quy

như bên dưới:

(cid:1)Yt = α + βT + δYt – 1 + ut

Trong tất cả các kiểm định trên giả thuyết H0 và H1 là:

H0: δ = 0; H1: δ ≠ 0

Nếu t* > 0 giá trị tới hạn ADF (ADF critical value) thì chấp nhận H0 và Yt là chuỗi không dừng (có nghiệm đơn vị); ngược lại nếu t* < giá trị tới hạn ADF thì bát bỏ H0 và

kết luận Yt là chuỗi dừng (không bị nghiệm đơn vị)

Phụ lục III – Kết quả kiểm định tính dừng ADF các biến

Kết quả kiểm định tính dừng của biến lạm phát (IFL). Kết quả kiểm định ADF ở bảng

Null Hypothesis: IFL has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic 2.882100 -3.584743 -2.928142 -2.602225

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(IFL) Method: Least Squares Date: 10/02/12 Time: 13:27 Sample (adjusted): 2000Q4 2011Q4 Included observations: 45 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.039392 0.728683 -0.530258 -2.985140

0.013668 0.144298 0.149488 1.699513

2.882100 5.049860 -3.547161 -1.756468

Variable IFL(-1) D(IFL(-1)) D(IFL(-2)) C

Prob.* 1.0000 Prob. 0.0063 0.0000 0.0010 0.0865

3.567655 4.220669 5.004917 5.165510 5.064784 2.012168

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.580315 Mean dependent var 0.549607 S.D. dependent var 2.832547 Akaike info criterion 328.9563 Schwarz criterion -108.6106 Hannan-Quinn criter. 18.89748 Durbin-Watson stat 0.000000

cho thấy chuỗi IFL là không dừng.

Kết quả kiểm định tính dừng của biến lạm phát (IFL) ở sai phân bậc 1. Kết quả kiểm

Null Hypothesis: D(IFL) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -3.930453 -3.584743 -2.928142 -2.602225

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(IFL,2) Method: Least Squares Date: 10/02/12 Time: 13:28 Sample (adjusted): 2000Q4 2011Q4 Included observations: 45 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.463642 0.340192 1.639390

0.117961 0.145357 0.606855

-3.930453 2.340395 2.701453

Variable D(IFL(-1)) D(IFL(-1),2) C

Prob.* 0.0039 Prob. 0.0003 0.0241 0.0099

0.097915 3.528390 5.144957 5.265401 5.189857 1.898088

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.277808 Mean dependent var 0.243418 S.D. dependent var 3.069055 Akaike info criterion 395.6021 Schwarz criterion -112.7615 Hannan-Quinn criter. 8.078141 Durbin-Watson stat 0.001076

định ADF ở bảng cho thấy chuỗi IFL là dừng ở sai phân bậc 1 – I(1).

Kết quả kiểm định tính dừng của biến sụt giảm tỷ giá (ERD). Kết quả kiểm định ADF

Null Hypothesis: D(ERD) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic 0.152739 -3.596616 -2.933158 -2.604867

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(ERD,2) Method: Least Squares Date: 04/24/12 Time: 01:04 Sample (adjusted): 2001Q3 2011Q4 Included observations: 42 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.035921 -0.803044 -1.011122 -0.907782 -0.618779 0.182165

0.235177 0.256219 0.244185 0.232393 0.204590 0.297956

0.152739 -3.134211 -4.140808 -3.906231 -3.024491 0.611381

Variable D(ERD(-1)) D(ERD(-1),2) D(ERD(-2),2) D(ERD(-3),2) D(ERD(-4),2) C

Prob.* 0.9661 Prob. 0.8795 0.0034 0.0002 0.0004 0.0046 0.5448

0.011080 1.899763 3.571235 3.819473 3.662224 2.004610

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.555905 Mean dependent var 0.494225 S.D. dependent var 1.351070 Akaike info criterion 65.71406 Schwarz criterion -68.99593 Hannan-Quinn criter. 9.012752 Durbin-Watson stat 0.000013

ở bảng cho thấy chuỗi ERD là không dừng.

Kết quả kiểm định tính dừng của biến sụt giảm tỷ giá (ERD) ở sai phân bậc 1. Kết quả

Null Hypothesis: D(ERD) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic 0.152739 -3.596616 -2.933158 -2.604867

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(ERD,2) Method: Least Squares Date: 10/03/12 Time: 00:53 Sample (adjusted): 2001Q3 2011Q4 Included observations: 42 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

0.035921 -0.803044 -1.011122 -0.907782 -0.618779 0.182165

0.235177 0.256219 0.244185 0.232393 0.204590 0.297956

0.152739 -3.134211 -4.140808 -3.906231 -3.024491 0.611381

Variable D(ERD(-1)) D(ERD(-1),2) D(ERD(-2),2) D(ERD(-3),2) D(ERD(-4),2) C

Prob.* 0.9661 Prob. 0.8795 0.0034 0.0002 0.0004 0.0046 0.5448

0.011080 1.899763 3.571235 3.819473 3.662224 2.004610

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.555905 Mean dependent var 0.494225 S.D. dependent var 1.351070 Akaike info criterion 65.71406 Schwarz criterion -68.99593 Hannan-Quinn criter. 9.012752 Durbin-Watson stat 0.000013

kiểm định ADF ở bảng cho thấy chuỗi ERD không dừng ở sai phân bật 1 – I(1).

Kết quả kiểm định tính dừng của biến sụt giảm tỷ giá (ERD) ở sai phân bậc 2. Kết quả

Null Hypothesis: D(ERD,2) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -7.929603 -3.596616 -2.933158 -2.604867

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(ERD,3) Method: Least Squares Date: 10/03/12 Time: 00:56 Sample (adjusted): 2001Q3 2011Q4 Included observations: 42 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-4.246944 2.475916 1.493143 0.607821 0.214186

0.535581 0.430963 0.320036 0.189053 0.208906

-7.929603 5.745076 4.665542 3.215083 1.025275

Variable D(ERD(-1),2) D(ERD(-1),3) D(ERD(-2),3) D(ERD(-3),3) C

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0000 0.0000 0.0027 0.3119

0.041130 2.960894 3.524263 3.731129 3.600088 1.995340

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.817059 Mean dependent var 0.797282 S.D. dependent var 1.333119 Akaike info criterion 65.75665 Schwarz criterion -69.00953 Hannan-Quinn criter. 41.31286 Durbin-Watson stat 0.000000

kiểm định ADF ở bảng cho thấy chuỗi ERD dừng ở sai phân bật 2 – I(2).

Kết quả kiểm định tính dừng của biến chênh lệch sản lượng (GDP gap). Kết quả kiểm

Null Hypothesis: GDPGAP has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -3.166771 -3.588509 -2.929734 -2.603064

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(GDPGAP) Method: Least Squares Date: 10/03/12 Time: 00:58 Sample (adjusted): 2001Q1 2011Q4 Included observations: 44 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-1.411046 0.079314 -0.177564 -0.472001 0.061409

0.445579 0.342074 0.244688 0.135224 0.882072

-3.166771 0.231863 -0.725676 -3.490514 0.069619

Variable GDPGAP(-1) D(GDPGAP(-1)) D(GDPGAP(-2)) D(GDPGAP(-3)) C

Prob.* 0.0289 Prob. 0.0030 0.8179 0.4724 0.0012 0.9449 -0.442260 17.09354 6.470574 6.673323 6.545763 1.905588

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.894494 Mean dependent var 0.883673 S.D. dependent var 5.830052 Akaike info criterion 1325.591 Schwarz criterion -137.3526 Hannan-Quinn criter. 82.66188 Durbin-Watson stat 0.000000

định ADF ở bảng cho thấy chuỗi GDP gap là không dừng.

Kết quả kiểm định tính dừng của biến chênh lệch sản lượng (GDP gap) ở sai

phân bậc 1. Kết quả kiểm định ADF ở bảng cho thấy chuỗi GDP gap là dừng ở sai

Null Hypothesis: D(GDPGAP) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -16.27001 -3.588509 -2.929734 -2.603064

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(GDPGAP,2) Method: Least Squares Date: 10/03/12 Time: 00:59 Sample (adjusted): 2001Q1 2011Q4 Included observations: 44 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-3.693006 1.715921 0.828844 -0.146869

0.226982 0.174532 0.082760 0.973839

-16.27001 9.831560 10.01507 -0.150814

Variable D(GDPGAP(-1)) D(GDPGAP(-1),2) D(GDPGAP(-2),2) C

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0000 0.0000 0.8809 -0.396912 31.85359 6.653958 6.816157 6.714109 2.163401

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.961805 Mean dependent var 0.958940 S.D. dependent var 6.454557 Akaike info criterion 1666.452 Schwarz criterion -142.3871 Hannan-Quinn criter. 335.7514 Durbin-Watson stat 0.000000

phân bậc 1 – I(1).

Kết quả kiểm định tính dừng của biến độ mở cửa của nền kinh tế (OPEN). Kết quả

Null Hypothesis: OPEN has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -6.113425 -4.165756 -3.508508 -3.184230

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(OPEN) Method: Least Squares Date: 05/06/12 Time: 16:44 Sample (adjusted): 2000Q2 2011Q4 Included observations: 47 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.938549 0.840589 0.012058

0.153523 0.146556 0.002562

-6.113425 5.735605 4.706735

Variable OPEN(-1) C @TREND(2000Q1)

Prob.* 0.0000 Prob. 0.0000 0.0000 0.0000

0.015804 0.220683 -0.695403 -0.577309 -0.650964 1.983596

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.460642 Mean dependent var 0.436126 S.D. dependent var 0.165714 Akaike info criterion 1.208292 Schwarz criterion 19.34198 Hannan-Quinn criter. 18.78925 Durbin-Watson stat 0.000001

kiểm định ADF ở bảng cho thấy chuỗi OPEN là dừng.

Kết quả kiểm định tính dừng của biến sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực

(RERMISALIGNMENT). Kết quả kiểm định ADF ở bảng cho thấy chuỗi

Null Hypothesis: RERMIS has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -2.817044 -3.581152 -2.926622 -2.601424

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RERMIS) Method: Least Squares Date: 10/03/12 Time: 01:07 Sample (adjusted): 2000Q3 2011Q4 Included observations: 46 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.199324 0.404437 0.086777

0.070756 0.134790 0.232913

-2.817044 3.000506 0.372573

Variable RERMIS(-1) D(RERMIS(-1)) C

Prob.* 0.0637 Prob. 0.0073 0.0045 0.7113

0.143661 1.772121 3.807399 3.926658 3.852074 2.064171

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.246698 Mean dependent var 0.211660 S.D. dependent var 1.573440 Akaike info criterion 106.4557 Schwarz criterion -84.57018 Hannan-Quinn criter. 7.040999 Durbin-Watson stat 0.002264

RERMISALIGNMENT là không dừng.

Kết quả kiểm định tính dừng của biến sai lệch trong tỷ giá hối đoái thực

(RERMISALIGNMENT) ở sai phân bậc 1. Kết quả kiểm định ADF ở bảng cho thấy

Null Hypothesis: D(RERMIS) has a unit root Exogenous: Constant Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

Augmented Dickey-Fuller test statistic Test critical values:

1% level 5% level 10% level

t-Statistic -4.738526 -3.581152 -2.926622 -2.601424

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(RERMIS,2) Method: Least Squares Date: 10/03/12 Time: 01:08 Sample (adjusted): 2000Q3 2011Q4 Included observations: 46 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-0.672825 0.092602

0.141990 0.250588

-4.738526 0.369538

Variable D(RERMIS(-1)) C

Prob.* 0.0003 Prob. 0.0000 0.7135 -0.012399 2.057255 3.933285 4.012792 3.963069 1.965489

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.337884 Mean dependent var 0.322836 S.D. dependent var 1.692915 Akaike info criterion 126.1023 Schwarz criterion -88.46557 Hannan-Quinn criter. 22.45363 Durbin-Watson stat 0.000023

chuỗi RERMISALIGNMENT là dừng ở sai phân bậc 1 – I(1).

Phụ lục IV – Kết quả ước lượng

Dependent Variable: IFL_1 Method: Least Squares Date: 09/20/12 Time: 00:17 Sample (adjusted): 2000Q4 2011Q4 Included observations: 45 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-1.176687 0.628135 -0.674220 0.059847 0.420871 0.028314

3.071516 0.286470 0.352214 0.031613 0.164318 0.027919

-0.383097 2.192670 -1.914236 1.893116 2.561317 1.014129

Variable C ERD_2(-1) RERMIS_1(-1) GDPGAP_1(-1) IFL_1(-1) OPEN(-1)

Prob. 0.7037 0.0344 0.0629 0.0658 0.0144 0.3168

3.567655 4.220669 5.207722 5.448611 5.297523 1.391308

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.529677 Mean dependent var 0.469379 S.D. dependent var 3.074492 Akaike info criterion 368.6475 Schwarz criterion -111.1738 Hannan-Quinn criter. 8.784353 Durbin-Watson stat 0.000012

Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 3

Dependent Variable: IFL_1 Method: Least Squares Date: 09/20/12 Time: 00:12 Sample (adjusted): 2001Q1 2011Q4 Included observations: 44 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-7.789257 -0.317291 -0.313236 0.070515 -0.006088 0.097213

4.112706 0.400236 0.453014 0.041161 0.211472 0.037331

-1.893950 -0.792760 -0.691450 1.713164 -0.028789 2.604092

Variable C ERD_2(-2) RERMIS_1(-2) GDPGAP_1(-2) IFL_1(-2) OPEN(-2)

Prob. 0.0659 0.4328 0.4935 0.0948 0.9772 0.0131

3.634184 4.245530 5.713631 5.956929 5.803858 0.988525

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.233344 Mean dependent var 0.132468 S.D. dependent var 3.954345 Akaike info criterion 594.2001 Schwarz criterion -119.6999 Hannan-Quinn criter. 2.313182 Durbin-Watson stat 0.062696

Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 6

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-7.922634 1.400067 -1.262836 0.072810 0.454000 0.086603

3.376398 0.389175 0.425978 0.033982 0.228309 0.031270

-2.346475 -3.597526 2.964555 2.142600 1.988533 2.769568

Variable C ERD_2(-3) RERMIS_1(-3) GDPGAP_1(-3) IFL_1(-3) OPEN(-3)

Prob. 0.0244 0.0009 0.0053 0.0388 0.0542 0.0087

3.703809 4.270281 5.301119 5.546868 5.391744 1.266576

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.501253 Mean dependent var 0.433855 S.D. dependent var 3.213071 Akaike info criterion 381.9815 Schwarz criterion -107.9741 Hannan-Quinn criter. 7.437189 Durbin-Watson stat 0.000065

Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 12 Dependent Variable: IFL_1 Method: Least Squares Date: 09/20/12 Time: 00:15 Sample (adjusted): 2001Q3 2011Q4 Included observations: 42 after adjustments

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

-3.844887 0.896779 -1.812816 -0.018864 0.713743 0.045638

3.690466 0.441533 0.493132 0.036741 0.276386 0.034596

-1.041843 -2.031058 3.676127 -0.513436 2.582412 1.319192

Variable C ERD_2(-4) RERMIS_1(-4) GDPGAP_1(-4) IFL_1(-4) OPEN(-4)

Prob. 0.3044 0.0497 0.0008 0.6108 0.0140 0.1954

3.815195 4.258352 5.459687 5.707926 5.550677 1.416521

R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

0.415834 Mean dependent var 0.334700 S.D. dependent var 3.473363 Akaike info criterion 434.3131 Schwarz criterion -108.6534 Hannan-Quinn criter. 5.125273 Durbin-Watson stat 0.001192

Kết quả ước lượng cơ chế truyền dẫn thời gian t đến t + 9 Dependent Variable: IFL_1 Method: Least Squares Date: 09/20/12 Time: 00:13 Sample (adjusted): 2001Q2 2011Q4 Included observations: 43 after adjustments

Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Cơ chế truyền dẫn từ việc phá giá tiền đồng đến lạm phát Việt Nam

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

Phan Thành Hưng

CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN TỪ VIỆC PHÁ GIÁ TIỀN ĐỒNG ĐẾN LẠM PHÁT VIỆT NAM

LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ

TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ TP. HỒ CHÍ MINH

Phan Thành Hưng

CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN TỪ VIỆC PHÁ GIÁ TIỀN ĐỒNG ĐẾN LẠM PHÁT VIỆT NAM

TS. Trần Thị Hải Lý

Lời cam đoan

TÓM LƯỢC

MỞ ĐẦU

CHƯƠNG 1

TỔNG QUAN LÝ THUYẾT VỀ TÁC ĐỘNG TRUYỀN DẪN

CỦA TỶ GIÁ ĐÊ2N LẠM PHÁT

KẾT LUẬN CHƯƠNG 1

CHƯƠNG 2

PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU

KẾT LUẬN CHƯƠNG 2

CHƯƠNG 3

LẠM PHÁT TẠI VIỆT NAM VÀ CÁC NHÂN TÔ2 TÁC ĐỘNG

KẾT LUẬN CHƯƠNG 3

CHƯƠNG 4

KIỂM ĐỊNH CƠ CHẾ TRUYỀN DẪN TỪ VIỆC PHÁ GIÁ

TIỀN ĐỒNG TỚI LẠM PHÁT VIỆT NAM TRONG

GIAI ĐOẠN 2000 – 2011

KẾT LUẬN CHƯƠNG 4

Sử dụng mô hình ước tính hệ số truyền dẫn từ sự sụt giảm tỷ giá sang lạm phát ở Việt

TTÀÀII LLIIỆỆUU TTHHAAMM KKHHẢẢOO

PHỤ LỤC

Có thể bạn quan tâm

Luận văn Thạc sĩ: Chế tạo và nghiên cứu tính chất điện, từ của vật liệu multiferroic Ba₀.₇Ca₀.₃TiO₃/ NiFe₂O₄

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu vật liệu biến hóa dạng chuỗi một chiều chế tạo từ kim loại đồng trên đế FR-4 hoạt động tại tần số MHz ứng dụng trong truyền năng lượng không dây

Luận văn Thạc sĩ: Đánh giá khả năng tác động tới môi trường biển của việc xả nước thải từ sự cố nhà máy điện hạt nhân Fukushima sử dụng công cụ ERICA

Luận văn Thạc sĩ: Xây dựng mô hình đầu dò nơtron và gamma sử dụng nhấp nháy EJ-276 ghép nối với mảng nhân quang silicon

Luận văn Thạc sĩ: Đánh giá khả năng ảnh hưởng của bức xạ ion hóa đến sức khỏe cư dân khu vực mỏ đất hiếm Đông Pao, xã Bản Hon, huyện Tam Đường, tỉnh Lai Châu

Luận văn Thạc sĩ: Sử dụng phương pháp nhiễu xạ neutron khảo sát cấu trúc tinh thể và pha trật tự từ trong vật liệu Pr2FeCrO6

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu phân lập, xác định cấu trúc và hoạt tính ức chế NO của các hợp chất thứ cấp từ chủng vi nấm biển Aspergillus sp. CL251

Luận văn Thạc sĩ: Phân tích một số hợp chất bisphenol thôi nhiễm từ bao bì nhựa lên một số mẫu thực phẩm nền tinh bột

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và đánh giá hoạt tính kháng khuẩn, kháng nấm của loài hoa mộc (Osmanthus fragrans (Thunb.) Lour.) ở Việt Nam

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và đánh giá tác dụng kháng viêm của loài côi Turpinia montana (Blume) Kurz

Luận văn Thạc sĩ: Tổng hợp và đặc trưng tính chất vật liệu composite có cấu trúc nano chitosan–cyclodextrin/TiO₂–Ag

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu chế tạo và khảo sát một số tính chất của màng phủ trên cơ sở nhựa epoxy gốc nước và khung cơ kim - ZIF

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu tổng hợp một số dẫn xuất napthoquinone chứa nguyên tố flo bằng phản ứng đa thành phần

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu điều chế vật liệu Bioglass và tổ hợp lai với polymer ALG-F127 định hướng ứng dụng trong điều trị nội nha

Luận văn Thạc sĩ: Khảo sát thành phần hóa học và hoạt tính ức chế enzyme α-glucosidase trên một số hợp chất phân lập từ thịt quả bình bát nước (Annona glabra L.).

Luận văn Thạc sĩ: Tổng hợp và đánh giá hoạt tính chống ung thư của hợp chất lai chứa khung tetrahydro-β-carboline và imidazo[1,5-a]pyridine

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu tổng hợp một số dẫn xuất của benzazole

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu chiết tách lignin từ vỏ sầu riêng Ri6 (Durio zibethinus Murr.) và tổng hợp vật liệu biocomposite định hướng ứng dụng trong bảo quản sau thu hoạch

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu tổng hợp hạt nano bạc phủ acid hyaluronic mang doxorubicin định hướng ứng dụng trong điều trị ung thư

Luận văn Thạc sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và hoạt tính kháng viêm của loài rau dừa nước (Ludwigia adscendens)

Tài liêu mới

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng thuật toán thích nghi và học tăng cường cấu trúc Actor - Critic điều khiển bám quỹ đạo cho robot di động đa hướng mecanum

Luận án Tiến sĩ: Cơ cấu bệnh tim mạch và chất lượng cuộc sống của người cao tuổi mắc suy tim, rung nhĩ điều trị tại Bệnh viện Thống Nhất, thành phố Hồ Chí Minh

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hiện tượng nứt dăm đê sông vùng đồng bằng sông Hồng và dự báo khả năng bị nứt của một số đoạn đê

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu xây dựng giải pháp đảm bảo an toàn thông tin cho quá trình học liên kết dựa trên mật mã

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Phát triển năng lực đánh giá công nghệ cho học sinh trong dạy học môn Công nghệ 11 ở trường trung học phổ thông

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu phân loại chi cầu diệp – Bulbophyllum Thouars (Orchidaceae) ở vùng Tây Nguyên bằng phương pháp hình thái và phân tử

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu đặc điểm phân bố và dinh dưỡng của các loài lưỡng cư ở Vườn Quốc gia Bến En và Khu bảo tồn thiên nhiên Pù Luông, tỉnh Thanh Hóa

Luận án Tiến sĩ: Tổng hợp luật dẫn và điều khiển cho một lớp tên lửa đối hải trên cơ sở ứng dụng mạng nơ ron và hệ mờ

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu tổng hợp hệ điều khiển góc Pitch tua bin gió trong điều kiện có nhiễu tác động

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hóa học lipid của hai loài san hô thủy tức Millepora dichotoma và Millepora platyphylla ở Việt Nam

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu kiểm soát phân phối công suất kéo trên cầu chủ động của ô tô con bằng ABS

Luận án Tiến sĩ: Ứng dụng phản ứng Domino vào tổng hợp các dẫn xuất Podophyllotoxin, Pyrimidine và đánh giá hoạt tính sinh học của các chất tổng hợp được

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và một số hoạt tính sinh học của cây chùm ngây (Moringa oleifera)

Tóm tắt Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu thành phần hóa học và ứng dụng ức chế ăn mòn cho thép của cao chiết xuất từ cây Lộc vừng thuộc họ Lecythidaceae

Luận án Tiến sĩ: Nghiên cứu hiện tượng nứt dăm đê sông vùng đồng bằng sông Hồng và dự báo khả năng bị nứt của một số đoạn đê

AI tóm tắt

Giới thiệu tài liệu

Đối tượng sử dụng

Từ khoá chính

Nội dung tóm tắt

Giới thiệu

Về chúng tôi

Việc làm

Quảng cáo

Liên hệ

Chính sách

Thoả thuận sử dụng

Chính sách bảo mật