Post on 21-Oct-2015
i
MỤC LỤC
1. GIỚI THIỆU ........................................................................................................... 2
2. TỔNG QUAN NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY ....................................... 7
3. NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ
GIÁ HỐI ĐOÁI VÀO GIÁ NHẬP KHẨU .............................................................. 12
3.1. Các yếu tố quyết định ERPT .......................................................................... 12
3.2. Các mô hình lý thuyết ..................................................................................... 16
3.2.1. Ngang giá sức mua (PPP) và Luật Một Giá (LOOP) .............................. 16
3.2.2. Pricing to market (PTM) và cạnh tranh không hoàn hảo ........................ 17
3.2.3 Chiến lược định giá tiền tệ địa phương - đồng nội tệ (LCP) và định giá
đồng tiền của nhà sản xuất (PCP)...................................................................... 19
3.2.4. Mô hình lý thuyết ...................................................................................... 19
3.3. Mô tả biến và dữ liệu ...................................................................................... 21
3.4. Mô hình nghiên cứu thực nghiệm ................................................................... 22
3.4.1. Phương pháp nghiên cứu ......................................................................... 24
3.4.2. Kiểm định tính dừng của dữ liệu (Unit root test) ..................................... 27
3.4.3. Kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết (Johansen)....................................... 31
3.5. Mô hình nghiên cứu mở rộng: Tác động của những yếu tố kinh tế vi mô và vĩ
mô đến sự thay đổi của ERPT ............................................................................... 34
3.6. Mô hình truyền dẫn tỷ giá bất cân xứng ......................................................... 38
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU ................................................................................... 39
4.1. Mô hình thực nghiệm ...................................................................................... 39
4.1.1 Tác động cân bằng trong dài hạn (Hồi quy theo mô hình DOLS) ............ 39
4.1.2. Tác động trong ngắn hạn (Hồi quy theo mô hình ECM) ......................... 44
4.2. Kết quả mô hình nghiên cứu mở rộng ............................................................ 46
4.3. Sự truyền dẫn bất cân xứng ............................................................................ 51
5. KẾT LUẬN ........................................................................................................... 53
6. MỘT SỐ KHUYẾN NGHỊ TRONG VIỆC LỰA CHỌN CHẾ ĐỘ TỶ GIÁ Ở
VIỆT NAM ............................................................................................................... 54
ii
DANH MỤC CHỮ VIẾT TẮT
ERPT (Exchange Rate Pass – Through): Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái
PTM: Pricing To Market
LCP (Local Currency Pricing): Chiến lược định giá tiền tệ địa phương - đồng nội tệ
PCP (Producer currency pricing): Chiến lược định giá tiền tệ của nhà sản xuất
NHNN: Ngân hàng nhà nước
NHTM: Ngân hàng thương mại
NTBs (Non-Tariff Barriers): Các hàng rào phi thuế quan
GDP (Gross Domestic Product): Tổng sản phẩm quốc nội
CPI (Consumer Price Index): Chỉ số giá tiêu dùng
PPI (Producer Price Index): Chỉ số giá sản xuất
WPI (Wholesale Price Index): Chỉ số giá bán buôn
PPP (Purchasing Power Parity): Ngang giá sức mua
LOOP (Law of One Price): Luật một giá
VAR (Vector Autoregression): Mô hình vectơ tự hồi quy
ECM (Error Correction Model): Mô hình hiệu chỉnh sai số
VECM (Vector Error Correction Model): Mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số
DOLS (Dynamic Ordinary Least Squares): Phương pháp bình phương bé nhất động
MC (Marginal Cost): Chi phí biên
PM
(Import Price): Giá nhập khẩu
: Mức tăng giá
FPE: Final prediction error AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion
PL: Phụ lục
iii
DANH MỤC BẢNG
Bảng 3.1. Kết quả kiểm định tính dừng (sử dụng kiểm định KPSS) ...................... 30
Bảng 3.2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (sử dụng kiểm định Phillip-Perron) .....
…………………………………………………....................... ............................. 31
Bảng 3.3. Lựa chọn độ trễ cho kiểm định đồng liên kết và mô hình ECM .... PL 2, 3
Bảng 3.4, 3.5, 3.6. Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4 ....................................... 33
Bảng 3.7. Kết quả kiểm định tính dừng (sử dụng kiểm định KPSS) ...................... 37
Bảng 3.8. Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 -3 ....................................................... 38
Bảng 4.1. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số PPI của Mỹ (k = 4, p =1)
................................................................................................................................. 39
Bảng 4.2. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số CPI của Mỹ (k = 4, p =1)
................................................................................................................................. 40
Bảng 4.3. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo NEER (k = 5, p = 2) ........................ 41
Bảng 4.4. Kiểm định tính dừng của phần dư .......................................................... 41
Bảng 4.5. Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn ....... 44
Bảng 4.6. Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn ....... 45
Bảng 4.7. Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn ....... 45
Bảng 4.8. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi (mô hình
ECM trong ngắn hạn) .......................................................................................... PL 4
Bảng 4.9. Tác động của các yếu tố kinh tế vi mô và vĩ mô đến ERPT ................... 47
Bảng 4.10. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi ........ 48
Bảng 4.11. Kiểm định tính dừng của phần dư ........................................................ 48
Bảng 4.12. Kết quả kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4 ...................................... 51
Bảng 4.13. Kết quả ước lượng phương trình (12) – Hệ số cân bằng trong dài hạn
................................................................................................................................. 51
Bảng 4.14. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi ........ 52
Bảng 6.1. Cơ chế tỷ giá của Việt Nam, giai đoạn 1999 – 2009 .............................. 57
Bảng 6.2. Những công cụ hiện đại của một NHNN độc lập .......................... PL 6, 7
iv
DANH MỤC HÌNH VẼ
Hình 3.1. Chỉ số giá nhập khẩu và NEER của Việt Nam ................................... PL 1
Hình 4.1. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 01) ............................... 40
Hình 4.2. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 02) ............................... 40
Hình 4.3. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 03) ............................... 41
Hình 4.4. Kiểm định sự ổn định của mô hình ECM ........................................... PL 4
Hình 4.5. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư trong mô hình ECM .......... PL 5
Hình 4.6. Ước lượng truy hồi ERPT vào giá nhập khẩu Việt Nam ........................ 47
Hình 4.7. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư ................................................ 49
Hình 4.8. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư ................................................ 52
1
HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI
VÀO CHỈ SỐ GIÁ NHẬP KHẨU VIỆT NAM
Tóm tắt
Một kênh truyền dẫn quan trọng của các yếu tố toàn cầu vào giá trong nước
là thông qua các biến động của tỷ giá hối đoái. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá
thường được hiểu là mức % thay đổi giá trong nước tính bằng đồng tiền của nước
nhập khẩu khi tỷ giá tiền tệ giữa các đối tác thương mại thay đổi 1%. Nói cách
khác, hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá chính là độ co giãn của giá trong nước so với
tỷ giá. Bài nghiên cứu này xem xét mức độ truyền dẫn của tỷ giá (ERPT) vào chỉ số
giá nhập khẩu tổng hợp trong ngắn hạn và dài hạn nhằm làm rõ tính chất và quy
mô hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái trong nền kinh tế của Việt Nam phụ
thuộc vào các biến như tỷ giá, chi phí của nhà sản xuất nước ngoài và các yếu tố
làm tăng giá (mark –up). Đồng thời, bài nghiên cứu cũng mở rộng về phản ứng bất
cân xứng của chỉ số giá nhập khẩu đối với việc tăng và giảm giá trị đồng nội tệ.
Kết quả kiểm định cho thấy sự chuyển dịch từ tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá
nhập khẩu là hoàn toàn trong dài hạn, phù hợp với những nghiên cứu trước đó. Bài
viết cũng phát hiện rằng có sự chuyển dịch bất cân xứng khi có sự biến động tăng
và giảm trong tỷ giá hối đoái, cụ thể là ảnh hưởng của việc tỷ giá hối đoái có hiệu
lực danh nghĩa giảm (đồng nội tệ tăng giá) lên giá nhập khẩu lớn hơn việc tỷ giá
tăng, tuy tác động này không đáng kể nhưng vẫn có ý nghĩa quan trọng.
Bên cạnh đó, bài nghiên cứu còn kiểm tra sự tác động của các yếu tố kinh tế
vi mô và vĩ mô lên ERPT như biến động tỷ giá, lạm phát, mức độ phụ thuộc vào
nhập khẩu, lỗ hổng sản lượng, mức độ giàu có…để xem xét xem ERPT có thay đổi
theo thời gian hay không. Kết quả cho thấy có một sự suy giảm của ERPT theo thời
gian khi ta thêm vào tác động của các yếu tố kinh tế kể trên.
2
1. GIỚI THIỆU
Tỷ giá hối đoái có tầm quan trọng đặc biệt với nhiều nền kinh tế, đặc biệt là
nền kinh tế đang hội nhập như Việt Nam. Tỷ giá ảnh hưởng đến giá cả tương đối
giữa hàng hóa trong nước và nước ngoài, vì vậy nó tác động đến nhu cầu của các
loại hàng hóa. Kết quả là, cả sản xuất tổng hợp và mức giá của một nền kinh tế mở
phụ thuộc vào tỷ giá hối đoái. Mức độ giá cả thay đổi để phản ứng lại với những
biến động tỷ giá được gọi là hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái (ERPT), bao gồm
tác động của những thay đổi tỷ giá hối đoái đến một trong những (1) giá nhập khẩu
và giá xuất khẩu, (2) giá tiêu dùng, (3) đầu tư, và (4) khối lượng giao dịch thương
mại (trade volumes) (theo Darvas, 2001). Từ những năm 1970, các nhà kinh tế học
đã nghiên cứu tác động của những biến động tỷ giá hối đoái đến giá cả trong nước
vì nó có ý nghĩa quan trọng trong việc truyền dẫn những cú sốc tiền tệ quốc tế,
quyết định tối ưu của chính sách tiền tệ trong nước và giải pháp cho sự mất cân đối
của thương mại toàn cầu.
Biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến các chỉ số giá trong nước thông qua
kênh trực tiếp hoặc gián tiếp. Kênh truyền dẫn trực tiếp (theo Hyder và Shah
(2004)), diễn ra khi biến động tỷ giá ảnh hưởng đến giá trong nước thông qua thay
đổi của giá hàng hoá nhập khẩu tiêu dùng cuối cùng hoặc hàng hoá nhập khẩu sử
dụng làm đầu vào cho sản xuất trong nước. Khi đó một sự phá giá đồng nội tệ sẽ
làm giá nhập khẩu tăng, ngược lại một sự nâng giá nội tệ sẽ làm giá nhập khẩu
giảm. Trong trường hợp phá giá, chi phí nhập khẩu nguyên liệu cao hơn sẽ làm tăng
chi phí biên và dẫn tới chi phí sản xuất hàng nội địa tăng. Mặt khác, các công ty
nhập khẩu hàng hoá tiêu dùng cuối cùng có thể tăng giá bán để phản ứng lại việc
tăng chi phí hàng nhập khẩu. Như vậy, kênh truyền dẫn tỷ giá hối đoái đầu tiên là
các thay đổi của tỷ giá hối đoái làm tăng giá nhập khẩu ảnh hưởng đến mức giá sản
xuất, và cuối cùng ảnh hưởng đến mức giá tiêu dùng. Kênh thứ hai là những thay
đổi trong tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến giá nhập khẩu hàng hoá cuối cùng và do đó
tác động vào giá tiêu dùng trong nước. Trong kênh truyền dẫn gián tiếp này, khi phá
giá đồng tiền, hàng hóa nhập khẩu trở nên đắt hơn nên người dân trong nước có xu
3
hướng chuyển sang tiêu dùng sản phẩm sản xuất trong nước. Đối với thị trường
nước ngoài, cầu về hàng hóa của nước có đồng tiền phá giá có xu hướng tăng lên.
Cả hai yếu tố này đều tạo áp lực tăng giá hàng nội địa.
Tỷ giá hối đoái biến động lớn sau khủng hoảng tài chính gần đây và cuộc
khủng hoảng nợ quốc tế đã làm tăng sự chú ý về ERPT. Cho đến nay, đã có một số
lượng lớn các công trình lý thuyết cũng như thực nghiệm nghiên cứu sâu rộng về
các yếu tố quyết định, động lực và mức độ của ERPT ở các quốc gia, các ngành và
sản phẩm khác nhau. Những nghiên cứu lý thuyết đã đưa ra một loạt các yếu tố ảnh
hưởng đến ERPT, chẳng hạn như phân biệt giá quốc tế (Krugman, 1986), sự hội
nhập của nền kinh tế, mức độ cạnh tranh (Dornbusch, 1987), chi phí vận chuyển và
phân phối (Burstein và cộng sự 2003; Corsetti và Dedola, 2005), quyết định định
giá tiền tệ (Bacchetta và Van Wincoop, 2005) kết hợp với mức độ ít thay đổi của
giá (stickiness), sự ổn định của chính sách tiền tệ (Devereux và Engel, năm 2001;
Devereux và cộng sự, 2004), sự bền vững trong những thay đổi của tỷ giá hối đoái
(Froot và Klemperer, 1989; Taylor, 2000), và biến động tỷ giá hối đoái (Corsetti và
Pesenti, 2004). Như vậy, ERPT vào giá đã được công nhận là một cơ chế truyền dẫn
quan trọng và phức tạp.
Tuy nhiên, mỗi quốc gia có nhiều yếu tố đặc trưng ảnh hưởng đến hiệu ứng
truyền dẫn, do vậy ước lượng thực nghiệm cho một quốc gia không áp dụng cho các
quốc gia khác. Thay vào đó, ước tính riêng biệt phải được thực hiện đối với các
quốc gia khác nhau. Dựa trên phương pháp áp dụng, các nghiên cứu thực nghiệm có
thể được phân loại thành ba nhóm: nghiên cứu dựa trên các mô hình ước lượng đơn
giản, các mô hình vectơ tự hồi quy (VAR) và phân tích đồng liên kết (bao gồm các
mô hình vectơ điều chỉnh sai số (VECM)).
Trong các mô hình sử dụng một phương trình duy nhất (mô hình ước lượng
đơn giản), giá hay tỷ lệ lạm phát được hồi quy theo tỷ giá hối đoái và các biến giải
thích khác (xem cuộc khảo sát của Menon (1995), nhiều nghiên cứu gần đây áp
dụng phương pháp này là Gagnon và Ihrig (2004), Campa và Goldberg (2005)).
Những phát hiện của các nghiên cứu này cho thấy sự thay đổi đáng kể trong mức độ
4
ERPT giữa các nước. Nhiều nghiên cứu dựa trên các mô hình VAR (tham khảo
McCarthy (2000), Hahn (2003), Choudhri và cộng sự (2005), Cavaliere (2007)) tìm
thấy bằng chứng về ERPT đáng kể vào giá nhập khẩu và truyền dẫn giới hạn vào
giá sản xuất và giá tiêu dùng. Hơn nữa, kết quả cho thấy độ lớn của ERPT và tốc độ
điều chỉnh giá giảm dọc theo chuỗi phân phối. Bằng chứng về ERPT dựa trên việc
phân tích các mối quan hệ đồng liên kết hoặc các mô hình VECM là khá hiếm. Cả
Kim (1998), Billmeier và Bonato (2004) tìm thấy một tác động dài hạn tương đối
nhỏ của tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá. Ngược lại, những phát hiện của Masten
(2004), phân tích sự giảm giá trị tiền tệ, tỷ lệ lạm phát và các chỉ số giá cho thấy
một ERPT cao.
Tuy nhiên, hầu hết các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm về sự truyền dẫn
tỷ giá hối đoái tập trung vào các nước phát triển, đặc biệt là Mỹ, khu vực Euro, Nhật
Bản và các nước OECD, chẳng hạn như Knetter (1989), Marston (1990), Parsley
(1993), Campa và Goldberg (2002), Campa và Goldberg (2005), Otani, Shiratsuka
và Shirota (2005). Cho đến nay chỉ có một vài nghiên cứu điều tra ERPT của các
nước đang phát triển như các nước châu Á (tham khảo Parsons và Sato (2006),
Takagi và Yoshida (2001), Lee (1995), Toh và Ho (2001), Ghosh và Rajan (2009)).
Đặc biệt, ERPT vào giá nhập khẩu của Việt Nam chưa được nghiên cứu định lượng
nhiều. Điều này có thể gây khó khăn trong việc hoạch định chính sách, đặc biệt, lạm
phát ở Việt Nam không chỉ là nỗi lo lắng kéo dài hàng bao thập kỷ đối với người
dân mà còn là vấn đề gây đau đầu đối với chính phủ nói chung và Ngân hàng nhà
nước (NHNN) nói riêng. Lạm phát đi đôi với thuật ngữ đồng tiền mất giá. Thật vậy,
trong hai năm (2007 và 2008), Việt Nam đã rơi vào một tình huống không ổn định
với tỷ lệ lạm phát ở mức hai con số (một đỉnh cao hơn 25%), cùng với sự mất giá
đáng kể của tiền đồng Việt Nam so với các đồng tiền chính, đặc biệt là đồng Yên
Nhật Bản. Cho rằng kiểm soát lạm phát là chính sách ưu tiên hàng đầu, chính phủ
Việt Nam đã thực hiện thắt chặt tiền tệ từ tháng 2 năm 2008 bằng cách tăng lãi suất
cơ bản lên đến 14%. Tỷ lệ lạm phát bắt đầu giảm từ tháng Mười năm 2008, nhưng
vẫn còn cao ở mức hai con số, kinh tế vĩ mô vẫn còn tồn tại bất ổn, chẳng hạn như
tốc độ tăng trưởng kinh tế chậm lại so với dự đoán và thâm hụt tài khoản vãng lai
5
vượt quá giới hạn có thể chấp nhận được. Sau mười tháng áp dụng một chính sách
tiền tệ thắt chặt, Ngân hàng Nhà nước Việt Nam công bố cắt giảm lãi suất cơ bản
còn 8,5% trong tháng 12 năm 2008. Thực trạng này cho thấy tác động của thay đổi
tỷ giá hối đoái đến lạm phát trong nước đã không được Chính phủ Việt Nam cân
nhắc đúng cách. NHNN cần phải biết về tác động đến lạm phát của sự thay đổi tỷ
giá hối đoái trong mục tiêu bình ổn giá của mình. Kiến thức này là cần thiết cho
việc xác định chính sách tiền tệ tối ưu, dự báo, kiểm soát lạm phát hiệu quả và cơ
chế truyền dẫn tiền tệ. Sự hiểu biết sâu sắc hơn các cơ chế của ERPT là chìa khóa
để NHNN hoạch định chính sách. Vì vậy, thực sự cần thiết để có một nghiên cứu
thực nghiệm về ERPT vào giá nhập khẩu, nó có ý nghĩa quan trọng trong việc hoạch
định chính sách tiền tệ và lựa chọn chế độ tỷ giá hối đoái tối ưu tại Việt Nam.
Trên thực tế, ERPT vào giá nhập khẩu có thể là hoàn toàn hoặc không hoàn
toàn. Nếu hiệu ứng truyền dẫn không hoàn toàn thì chúng ta có bằng chứng cho việc
định giá đồng nội tệ của các nhà nhập khẩu (LCP) hoặc Pricing to market (PTM).
PTM là quan trọng vì nó có thể dẫn đến biến động tỷ giá hối đoái cao hơn và giảm
chia sẻ rủi ro quốc tế (Betts và Devereux, 2001) mà nền kinh tế của các thị trường
mới nổi đều có thể gặp phải hai vấn đề trên.1 Hiệu ứng truyền dẫn không hoàn toàn
có thể là do cấu trúc thị trường và sự khác biệt sản phẩm. Trong một thị trường cạnh
tranh không hoàn hảo, các công ty có thể tính một chi phí biên cao hơn để kiếm
được lợi nhuận cao hơn bình thường trong thời gian dài. Sự điều chỉnh tăng giá này
là khác nhau tùy thuộc vào mức độ thay thế giữa hàng hóa trong nước và hàng hóa
nhập khẩu dựa trên từng phân khúc thị trường (tham khảo Krugman, 1987). Bên
cạnh đó, một vấn đề quan trọng cần xem xét là hiệu ứng truyền dẫn là một hiện
tượng "vi mô" hay "vĩ mô".
1 Mẫu những nền kinh tế mới nổi của châu Á bao gồm Armenia, Azerbaijan, Bangladesh, Bhutan,
Campuchia, Cộng hòa dân chủ nhân dânTrung Quốc, quần đảo Fiji, Georgia, Hồng Kông, Trung Quốc, Ấn
Độ, Indonesia, Kazakhstan, Cộng hòa Kyrgyz, Hàn Quốc, Cộng hòa Dân chủ Nhân dân Lào, Malaysia,
Maldives, Micronesia, Mông Cổ, Myanmar, Nepal, Pakistan, Papua New Guinea, Philippines, Samoa,
Singapore, quần đảo Solomon, SriLanka, Tajikistan, Thái Lan, Tonga, Turkmenistan, Uzbekistan, và Việt
Nam (theo Joshua Aizenman, Menzie D.Chinn, Hiro Ito, 2010).
6
Trong một nghiên cứu chuyên đề, Dornbusch (1987) cung cấp một mô hình
lý thuyết giải thích hiệu ứng truyền dẫn không hoàn toàn với các yếu tố kinh tế vi
mô như mức độ tập trung của thị trường, tính đồng nhất/thay thế của các sản phẩm,
thị phần tương đối của các doanh nghiệp trong và ngoài nước. Tiếp tục cuộc tranh
luận, Campa và Goldberg (2005) nghiên cứu mức độ ERPT đối với thành phần sản
phẩm nhập khẩu, và kết luận rằng sự biến động trong ERPT là một hiện tượng vi
mô. Ngược lại, Marazzi cùng cộng sự (2005) cung cấp bằng chứng cho thấy một sự
thay đổi hàng nhập khẩu theo khu vực địa lý của Mỹ đã có thể giải thích sự giảm sút
hiệu ứng truyền dẫn cho đất nước này. Các nghiên cứu khác cũng cho rằng sự biến
động trong ERPT là một hiện tượng vĩ mô. Ví dụ, Choudhri và Hakura (2006) cho
thấy hiệu ứng truyền dẫn chỉ số giá tiêu dùng (CPI) là dương và có ý nghĩa, đầu tiên
là với mức tỷ lệ lạm phát trung bình, và thứ hai là với biến động của lạm phát và tỷ
giá. Ca'Zorzi và cộng sự (2007) cho thấy một mối liên hệ tích cực giữa biến động
lạm phát và sự thay đổi hiệu ứng truyền dẫn vào chỉ số giá tiêu dùng giữa các thị
trường mới nổi. Mở rộng các phân tích cho cả độ co giãn ERPT vào giá nhập khẩu
và giá xuất khẩu, Bussière và Peltonen (2008) tìm thấy các liên hệ mạnh mẽ với các
yếu tố vĩ mô như chế độ tỷ giá hối đoái và biến động lạm phát trong nước, trong khi
đó các yếu tố vi mô được đại diện bởi mức độ phụ thuộc vào nhập khẩu và thành
phần dòng sản phẩm mậu dịch được tìm thấy là đóng một vai trò ít quan trọng hơn,
góp phần vào việc nghiên cứu hiệu ứng truyền dẫn theo nhiều hướng khác nhau.
Mục tiêu của bài nghiên cứu là ước lượng mức độ truyền dẫn của tỷ giá hối
đoái vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn và dài hạn nhằm làm rõ tính chất và quy mô
hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái trong nền kinh tế Việt Nam, ngoài ra còn kết
hợp kiểm tra xem liệu ERPT vào giá nhập khẩu có sụt giảm theo thời gian hay
không thông qua những biến kinh tế vi mô và vĩ mô khác nhau. Đồng thời, bài
nghiên cứu cũng mở rộng về phản ứng bất cân xứng của giá nhập khẩu đối với việc
tăng và giảm giá trị đồng nội tệ (dựa trên mô hình được sử dụng trong nghiên cứu
của Joseph P. Byrne, Aditya S. Chavali và Alexandros Kontonikas (2010)). Để trả
lời những câu hỏi này, bài nghiên cứu sử dụng phương pháp bình phương bé nhất
động (dynamic OLS) kết hợp với mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM), cũng như
7
phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) với số liệu từ Quý 1/2000 đến Quý
3/2012.
Phần còn lại của bài nghiên cứu được trình bày như sau. Phần kế tiếp giới
thiệu tổng quan các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm về sự truyền dẫn tỷ giá hối
đoái, phần 3 trình bày các mô hình lý thuyết và thực nghiệm, dữ liệu và phương
pháp nghiên cứu, phần 4 mô tả kết quả, phần 5 là kết luận và phần cuối cùng là
những khuyến nghị cho việc lựa chọn chế độ tỷ giá ở Việt Nam.
2. TỔNG QUAN NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Những nghiên cứu trước đây về hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào
các chỉ số giá có thể được chia làm ba thành phần khác nhau. Thế hệ đầu tiên là các
mô hình dựa trên Luật Một Giá (LOOP) thì rõ ràng giá trong nước là một hàm số
của tỷ giá hối đoái (tham khảo Isard (1977) và Goldberg và Knetter (1997)). Những
mô hình này ngụ ý rằng những sai lệch so với Luật Một Giá (LOOP) có thể giải
thích một phần là do hiệu ứng truyền dẫn không hoàn toàn. Các mô hình ở thế hệ
thứ hai thì ERPT được mô hình hóa bằng cách sử dụng các giá trị trễ của tỷ giá hối
đoái như là các biến giải thích (có thể tham khảo Ohno, 1989). Một cách tiếp cận
như vậy có thể chỉ phản ánh hành vi định giá của các công ty khi họ bỏ qua vai trò
của chi phí đầu vào. Các mô hình của thế hệ thứ ba không nhất thiết phải giả định
thị trường cạnh tranh hoàn hảo bằng cách sử dụng Pricing to market (PTM), do đó
hiệu ứng truyền dẫn thấp (tham khảo Athukorala và Menon (1994), Menon (1996)
và Doyle (2004)). Hành vi Pricing to market (PTM) ngụ ý rằng các nhà xuất khẩu
điều chỉnh giá so với giá hiện hành trong các thị trường xuất khẩu của họ. Đối với
các nước nhập khẩu, các tác động của PTM có thể được hiểu như là một phương
pháp đo lường sự ổn định của giá cả trong nước so với giá nước ngoài và sự gia
tăng của tỷ giá hối đoái. Krugman (1987) cho rằng PTM có thể bắt nguồn từ sự khác
biệt trong các tiêu chuẩn thương mại quốc tế hoặc cạnh tranh không hoàn hảo. Các
nhà nghiên cứu hoặc đã đưa ra giả thuyết hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn là cơ sở để
giả định cạnh tranh hoàn hảo (người chấp nhận giá) hoặc đã giả định cạnh tranh
không hoàn hảo và giá xuất khẩu có mô hình dựa trên PTM hoặc cơ chế định giá
8
tiền tệ địa phương (LCP). Do đó, PTM là hữu ích cho giả định ERPT không hoàn
toàn. Về vấn đề này, Marston (1990) nghiên cứu hành vi định giá của các công ty
xuất khẩu Nhật Bản. Ông tìm thấy bằng chứng mạnh mẽ của PTM kể từ khi những
nhà xuất khẩu của Nhật Bản tính giá xuất khẩu khác nhau khi cùng quy ra đồng Yên
so với giá trong nước. Ngoài ra, Marston tìm thấy PTM là không tuyến tính, kể từ
khi sự khác biệt giữa giá cao hơn trong các thời kỳ đồng Yên tăng giá. Ông kết luận
rằng các doanh nghiệp đã dùng PTM một cách có kế hoạch để duy trì khả năng cạnh
tranh trong giá xuất khẩu của họ.
Hầu hết các nghiên cứu thực nghiệm về sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái đều tập
trung ở các nước phát triển, đặc biệt là Mỹ. Khảo sát của Menon (1995) mô tả kết
quả của 43 nghiên cứu như vậy (Dobrynskaya và Levando, 2005). Các nghiên cứu
thực nghiệm về ERPT ở các nước đang phát triển cũng cho thấy ERPT suy giảm
đáng kể từ những năm 1990 nhưng vẫn cao hơn so với sự truyền dẫn ở các nước
phát triển (Frankel, Parsley và Wei, 2005). Nghiên cứu về sự truyền dẫn bất cân
xứng chỉ chiếm một phần nhỏ ví dụ như Pollard và Coughlin (2004);
Wickremasinghe và Silvapulle (2004); Joseph P. Byrne, Aditya S. Chavali và
Alexandros Kontonikas (2010). Tuy nhiên, chỉ có một số lượng hạn chế các bài
nghiên cứu phân tích tác động ngắn hạn và dài hạn của ERPT vào giá nhập khẩu ở
các nền kinh tế mới nổi, đặc biệt là ở châu Á, một phần là do sự thiếu dữ liệu. Ví
dụ, Lee (1995) nghiên cứu ERPT tại Hàn Quốc dựa trên ngành nhập khẩu hàng hóa
để sản xuất. Toh và Ho (2001) đã điều tra ERPT ở một mức độ bán tổng hợp cho
Malaysia, Singapore, Đài Loan và Thái Lan căn cứ trên việc nhập khẩu hàng hóa
thiết yếu và hàng hóa sản xuất. Parsons và Sato (2006) ước tính ERPT ở Indonesia,
Malaysia, Philippines và Thái Lan. Ghosh và Rajan (2009) nghiên cứu ERPT vào
giá nhập khẩu và giá tiêu dùng tổng hợp của Hàn Quốc và Thái Lan.
Hầu hết các nền kinh tế châu Á đã trải qua một sự thay đổi từ hệ thống tỷ giá
hối đoái cố định sang linh hoạt hơn trong những năm 1990. Đây là một lý do phổ
biến để làm tăng hiệu ứng dẫn truyền của lạm phát và tỷ giá. Theo nghiên cứu của
Khundrakpam (2007), tốc độ giảm tỷ giá của Ấn Độ đã chậm lại nhưng có sự gia
9
tăng trong lạm phát cùng với giá nhập khẩu kể từ cuối những năm 1990. Đồng Rupi
của Indonesia giảm gần 50% giá trị của nó trong năm 1997, giá cả mất đi tính cạnh
tranh, lạm phát tăng và duy trì cao hơn so với các nền kinh tế châu Á khác mãi đến
năm 2003. Theo Webber (2000), Ringitt của Malaysia bị mất 34% giá trị của nó
trong thời gian 1996-1997 do ảnh hưởng của cuộc khủng hoảng. Chan (2008) đã ghi
nhận rằng Philippines được đặc trưng bởi biến động tỷ giá hối đoái cao, dẫn truyền
vào giá nhập khẩu của nó, tiếp theo là chỉ số giá tiêu dùng cao. Thái Lan đã có một
chế độ tỷ giá hối đoái cố định cùng với tỷ lệ lạm phát trung bình trước năm 1997.
Một sự thay đổi đột ngột do chuyển sang một hệ thống tỷ giá linh hoạt vào năm
1997 dẫn đến sự mất giá 25% của đồng Baht. Hậu quả lớn nhất của nó là làm tăng
chỉ số giá nhập khẩu, tiếp theo là chỉ số giá sản xuất và giá tiêu dùng.
Sahminan (2002) đã kiểm tra ERPT giữa các nước Đông Nam Á áp dụng
một mô hình hiệu chỉnh sai số. Kết quả của ông cho thấy đối với Thái Lan trong
ngắn hạn, nhu cầu trong nước và giá nước ngoài có ảnh hưởng đáng kể đến giá nhập
khẩu. Nhưng đối với Singapore, chỉ có giá nước ngoài có tác động đáng kể đến giá
nhập khẩu. Trong khi đó, tỷ giá hối đoái đã không thể hiện ảnh hưởng đáng kể đến
giá nhập khẩu cho cả hai quốc gia.
Webber (2000) xem xét sự bất cân xứng trong hiệu ứng truyền dẫn bằng
cách minh họa rằng nhiều đồng tiền Châu Á đã không truyền dẫn vào giá nhập khẩu
sau cuộc khủng hoảng cũng như trong suốt cuộc khủng hoảng năm 1997.
Khundrakpam (2007) nghiên cứu hiệu ứng dẫn truyền tỷ giá hối đoái lên giá trong
nước ở Ấn Độ trong giai đoạn cải cách (tức là từ năm 1991) và không tìm thấy bằng
chứng rõ ràng của sự suy giảm trong mức độ truyền dẫn. Ông cũng kết luận rằng có
tồn tại một sự truyền dẫn bất cân xứng trong suốt quá trình cải cách. Điều này có
thể do một số yếu tố bao gồm sự gia tăng trong tự do hóa thương mại, giảm thuế và
hạn chế số lượng. Ngoài những lý do này, kỳ vọng lạm phát gia tăng trong cuối
những năm 90 cũng góp phần làm cho hiệu ứng truyền dẫn cao hơn trong dài hạn.
Quan điểm cho rằng chính sách tiền tệ ảnh hưởng đến tác động truyền dẫn
của tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng cho một vài
10
nước Đông Á cũng được Ito và cộng sự (2005) nghiên cứu. Phát hiện chính của họ
là trước hết, cuộc khủng hoảng đã ảnh hưởng đến các nước như Indonesia, Hàn
Quốc và Thái Lan được thể hiện thông qua việc ERPT vào giá trong nước cao hơn.
Riêng đối với Indonesia, hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá trong cả ngắn hạn và dài
hạn đều lớn. Tuy nhiên, những thay đổi chính sách tiền tệ cũng đã góp phần tăng
ERPT vào giá tiêu dùng ở Indonesia.
Kun và Zhanna (2008) nghiên cứu ERPT vào giá nhập khẩu cho bốn quốc
gia châu Á là Hàn Quốc, Malaysia, Singapore và Thái Lan. Thứ nhất, mức độ
truyền dẫn là khác nhau giữa các quốc gia, trong đó nổi bật là tầm quan trọng của
tính không đồng nhất. Singapore có ERPT cao hơn, có thể là do hai nguyên nhân
sau đây. Do kết quả của việc hướng đến tỷ giá hối đoái mục tiêu ổn định hơn và sau
đó là hội nhập thương mại cao hơn. Hội nhập thương mại nhiều hơn có thể làm cho
hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu cao hơn. Thứ hai, nhìn chung,
mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái cao hơn vào chỉ số giá nhập khẩu, trung bình vào
chỉ số giá sản xuất (PPI) và thấp vào chỉ số giá tiêu dùng (CPI).
Ở Việt Nam, trong những năm gần đây cũng có một số nghiên cứu thực
nghiệm về sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái, hầu hết các nghiên cứu này đều sử dụng
phương pháp vectơ tự hồi quy và mô hình vectơ hiệu chỉnh sai số, kết quả cũng
không có sự khác biệt đáng kể. Chúng ta có thể kể đến nghiên cứu của Võ Văn
Minh (2009), Bạch Thị Phương Thảo (2011), hai tác giả này sử dụng mô hình VAR
để ước lượng mức độ tác động của cú sốc tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập khẩu
và tỷ lệ lạm phát trong nước.
Võ Văn Minh (2009) sử dụng dữ liệu nghiên cứu từ tháng 1 năm 2001, đến
tháng 2 năm 2007 đã tìm thấy mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá nhập
khẩu sau 6 tháng là 104% và sau 1 năm là 21%. Tuy nhiên mức truyền dẫn đến chỉ
số giá tiêu dùng ở mức thấp so với các nước trong khu vực. Hạn chế của nghiên cứu
này là không có mặt chỉ số giá sản xuất trong ước lượng, chỉ số giá nhập khẩu
không có số liệu thống kê chính thức mà được tác giả tính toán từ chỉ số giá xuất
khẩu của các đối tác thương mại chính của Việt Nam.
11
Bạch Thị Phương Thảo (2011) cho thấy mức truyền dẫn đến chỉ số giá nhập
khẩu là lớn nhất, sau đó đến chỉ số giá sản xuất và giá tiêu dùng. Ảnh hưởng của cú
sốc tỷ giá có hiệu lực danh nghĩa (NEER) đến chỉ số giá nhập khẩu có ý nghĩa
thống kê sau 3 tháng khi có cú sốc tỷ giá hối đoái và kéo dài đến gần 2 năm sau khi
xảy ra cú sốc này.
Nghiên cứu của GS.TS. Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012) kết luận rằng độ
lớn của mức truyền dẫn tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá tại Việt Nam đang có xu
hướng tăng nhanh và không phải ở mức nhỏ so với các nước khác. Do đó, các cú
sốc về tỷ giá hối đoái chắc chắn có ảnh hưởng lớn đến các chỉ số giá, qua đó ảnh
hưởng đến các chỉ số kinh tế vĩ mô và từ đó ảnh hưởng đến đời sống nhân dân.
Truyền dẫn tỷ giá hối đoái lớn nhất đến chỉ số giá nhập khẩu, tiếp theo là chỉ số giá
sản xuất và cuối cùng là chỉ số giá tiêu dùng. Trong dài hạn tỷ giá hối đoái truyền
dẫn hoàn toàn vào chỉ số giá nhập khẩu.
Ngoài ra, nghiên cứu của PGS.TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang và cộng sự
(2012) còn xem xét sự truyền dẫn bất cân xứng của tỷ giá. Theo PGS.TS. Nguyễn
Thị Ngọc Trang và cộng sự (2012), mức độ truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá nhập
khẩu là 144% - một sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái hoàn toàn trong dài hạn. Kết quả
này cũng tương tự như kết quả nghiên cứu của GS.TS. Trần Ngọc Thơ và cộng sự
(2012), trong khi đó, kết quả nghiên cứu của Bạch Thị Phương Thảo (2011) cho
thấy sự truyền dẫn một phần từ tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu với mức cao nhất
là 77% sau 5 quý. Sự truyền dẫn hoàn toàn vào giá nhập khẩu cho thấy về mặt vi
mô, do đặc tính tự nhiên của sản phẩm, của ngành ở thị trường Việt Nam, các nhà
xuất khẩu nước ngoài không phải đối mặt với áp lực cạnh tranh lớn và có sức mạnh
thị trường đáng kể nên họ có thể duy trì mục tiêu lợi nhuận của mình và đẩy toàn bộ
những thay đổi trong tỷ giá hối đoái và chi phí sản xuất cho người mua. Kết quả
cũng cho thấy chi phí sản xuất nước ngoài cũng được truyền dẫn hoàn toàn vào giá
nhập khẩu trong dài hạn. Hệ số điều chỉnh sai số có độ lớn là 0.4735, mang dấu âm
và có nghĩa thống kê ở mức 1% cho thấy tốc độ điều chỉnh về mức cân bằng là
47.35% một quý.
12
3. NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ HIỆU ỨNG TRUYỀN DẪN CỦA TỶ
GIÁ HỐI ĐOÁI VÀO GIÁ NHẬP KHẨU
3.1. Các yếu tố quyết định ERPT
Có một kho tàng tài liệu đồ sộ hỗ trợ cho sự hiểu biết về các yếu tố ảnh
hưởng đến mức độ ERPT vào giá nhập khẩu (xuất khẩu), cũng như vào các chỉ số
giá tổng hợp như chỉ số giá tiêu dùng (CPI), giá sản xuất (PPI) hoặc chỉ số giá bán
buôn (WPI).
Yếu tố đầu tiên được xem xét là bản chất của hàng hoá hoặc các ngành công
nghiệp. Nếu xuất khẩu không phải đối mặt với nhiều cạnh tranh hoặc các yếu tố làm
tăng giá thì có thể phản ứng kém với những biến động trong giá trị đồng tiền của
nhà xuất khẩu theo hướng bất lợi cho người mua. Trong tình huống này, thay đổi tỷ
giá được truyền dẫn đầy đủ vào đồng tiền của người mua. Ngược lại, nếu thị trường
có tính cạnh tranh cao, các công ty có thể cố gắng bảo vệ thị phần của mình bằng
cách hấp thụ những thay đổi tỷ giá hối đoái thông qua chấp nhận việc tăng giá thấp
hơn, sẵn sàng chấp nhận giá trong nước thấp hơn dẫn đến mức độ ERPT thấp hơn.
Bên cạnh đó, trong một nghiên cứu tiên phong, Knetter (1993) tìm thấy sự khác biệt
giữa các ngành là quan trọng trong việc giải thích các mức độ khác nhau của ERPT.
Ví dụ, xuất khẩu sang các thị trường Mỹ, chẳng hạn như các ngành công nghiệp ô tô
và đồ uống có cồn, cho thấy PTM cao hơn và tương ứng là ERPT thấp hơn khi các
nhà xuất khẩu cố gắng duy trì thị phần. Nói rộng hơn, các nghiên cứu đều cho thấy
rằng hàng hoá sản xuất có ERPT thấp hơn so với các sản phẩm nông nghiệp
(Campa và Goldberg (2005); Marazzi và cộng sự (2005)).
Yếu tố thứ hai là sự biến động của tỷ giá hối đoái. Ví dụ, Meurers (2003)
thực hiện phân tích Blanchard-Quah để xác định sự thay đổi tỷ giá vĩnh viễn và tạm
thời ở Mỹ, Nhật Bản, Đức, Pháp và Ý. Tác giả tìm thấy rằng ERPT có xu hướng
gần như hoàn toàn trong dài hạn với những cú sốc liên tục của tỷ giá hối đoái. Mann
(1986) cho rằng, tỷ giá thường xuyên biến động có thể làm giảm ERPT bởi vì, các
nhà nhập khẩu có thể thiên về điều chỉnh lợi nhuận biên hơn là giá cả. Wei và
Parsley (1995) và Engel và Rogers (1998) đã cung cấp những bằng chứng thực
13
nghiệm để khẳng định giả thiết này ở phạm vi ngành và sản phẩm. Do đó, ERPT
phải thấp hơn ở các nước có tỷ giá biến động thường xuyên hơn được giải thích
bằng “hiệu ứng trễ” theo Baldwin (1988), Baldwin và Krugman (1989), Dixit
(1989), hoặc theo mô hình định giá theo từng phân khúc thị trường, nếu giá nhập
khẩu được thiết lập bằng đồng tiền quốc gia nhập khẩu và nếu bất ổn tỷ giá hối đoái
là tạm thời, các nhà xuất khẩu nước ngoài sẽ không tăng giá để tránh các chi phí
liên quan đến điều chỉnh giá bán như chi phí in ấn, quảng cáo...Trong trường hợp
này họ sẽ chấp nhận điều chỉnh lợi nhuận biên. Vì vậy độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối
đoái sẽ giảm. Tuy nhiên, nếu như các doanh nghiệp kỳ vọng rằng sự thay đổi của tỷ
giá có tính chất lâu dài, chứ không phải mang tính tạm thời thì nhiều khả năng, công
ty sẽ thay đổi giá cả hàng hóa, chứ không phải lợi nhuận biên, nên dẫn đến việc
ERPT sẽ cao hơn. Vì vậy, ERPT phải cao hơn ở các nước, nơi mà những thay đổi
của tỷ giá thường kéo dài hơn (tỷ giá ổn định hơn).
Yếu tố thứ ba là hướng tỷ giá thay đổi, cũng có thể được giải thích bằng
“hiệu ứng trễ”. Ta có thể dễ dàng thấy được trong giữa những năm 1980, sự tăng
giá của đồng đô la Mỹ đã làm giảm giá nhập khẩu, nhưng khi đồng đô la Mỹ bị
giảm giá sau đó, giá nhập khẩu ở Mỹ chỉ tăng lên một phần. Các nghiên cứu cho
rằng phản ứng của các nhà xuất khẩu đối với những thay đổi tỷ giá hối đoái thường
là bất cân xứng. Một sự suy yếu trong đồng tiền của thị trường đích có thể làm cho
nhà xuất khẩu giảm giá xuất khẩu và giữ cho giá của sản phẩm ở nước nhập khẩu ổn
định nhiều hơn hoặc ít hơn, ngụ ý một ERPT thấp hơn. Tuy nhiên, khi đồng tiền của
nhà xuất khẩu giảm giá, hàng xuất khẩu trở nên rẻ hơn tại các thị trường đích. Điều
này có thể tạo ra một sự khuyến khích cho các nhà xuất khẩu duy trì giá xuất khẩu
của họ, hoặc trong một số trường hợp, giảm giá đồng tiền của họ và khuếch đại tác
động của việc giảm giá này (để chiếm được thị phần), dẫn đến một ERPT cao hơn
(Pollard và Coughlin 2003, Madhavi 2002).
Yếu tố thứ tư là quy mô của việc tỷ giá thay đổi. Khi tỷ giá ít thay đổi, các
doanh nghiệp nói chung là sẵn sàng để hấp thụ nó và giữ giá trong nước không thay
đổi do chi phí thay đổi cùng với việc giá thay đổi. Theo Krugman (1987), khi một
14
công ty thông báo giá thì nó nhận thanh toán theo mức giá này. Vì vậy, những thay
đổi bất ngờ trong chi phí do những biến động tạm thời không phải là 'quá lớn', có
thể không được truyền dẫn do các công ty không muốn đánh mất danh tiếng.2 Tầm
quan trọng của quy mô tỷ giá hối đoái thay đổi lên ERPT vào giá nhập khẩu ở Mỹ
đã được xác nhận bằng thực nghiệm theo Pollard và Coughlin (2003) và những
người khác.
Yếu tố thứ năm ảnh hưởng đến mức độ ERPT vào giá nhập khẩu tổng hợp là
những nhân tố kinh tế vĩ mô cơ bản của một quốc gia. Một thực tế được công nhận
là sự suy giảm chung trong phạm vi của ERPT ở các nước công nghiệp kể từ cuối
những năm 1980. Theo Taylor (2000), ERPT là nội sinh đối với chính sách tiền tệ
và sự ổn định tiền tệ của một quốc gia. Một đất nước có chính sách tiền tệ càng ổn
định và lạm phát càng thấp thì mức độ ERPT càng thấp. Luận điểm này đã được
khẳng định bởi Gagnon và Ihrig (2004) bằng cách sử dụng dữ liệu vĩ mô cho các
nước công nghiệp, cũng như Choudri và Hakura (2006), Frankel và cộng sự (2005)
và những người khác. Trong nghiên cứu có liên quan, Devereux và Engel (2001)
lập luận rằng nếu những nhà xuất khẩu xác định giá của họ bằng đồng tiền của một
đất nước có một chính sách tiền tệ ổn định, thì ERPT vào giá nhập khẩu tính theo
đồng nội tệ sẽ thấp đối với các nước có biến động tiền tệ và tỷ giá hối đoái thấp.3
Campa và Goldberg (2005) kiểm tra tầm quan trọng của những thay đổi
trong các biến kinh tế vĩ mô và mức độ ERPT vào giá nhập khẩu tổng hợp cho 25
nước OECD giai đoạn 1975 - 1999. Họ nhận thấy rằng tỷ lệ lạm phát trung bình
càng thấp và tỷ giá hối đoái càng ít biến động thì ERPT càng thấp. Tuy nhiên, các
yếu tố vĩ mô đóng một vai trò thứ yếu trong ảnh hưởng của ERPT so với sự thay đổi
trong thành phần nhập khẩu của một quốc gia theo thứ tự từ nhập khẩu nguyên liệu
thô và năng lượng đến nhập khẩu hàng sản xuất. Otani và cộng sự (2003) cũng nêu
2 Goldfajn và Werlang (2000) cũng nhấn mạnh tầm quan trọng của chu kỳ kinh doanh trong việc xác định
mức độ ERPT, đó là, các công ty sẵn sàng gia tăng chi phí nhiều hơn trong thời gian phát triển mạnh.
3 Đó là một nghiên cứu đang phát triển về vấn đề “định giá tiền tệ địa phương” (LCP) - một trụ cột kinh tế vĩ
mô của nền kinh tế mới hội nhập. Liên quan chặt chẽ đến vấn đề của LCP là sự lựa chọn của các công ty để
phòng ngừa rủi ro do tỷ giá thay đổi (tham khảo Mann 1986).
15
bật tầm quan trọng của việc thay đổi thành phần sản phẩm như là một trong các yếu
tố chính trong việc giải thích các tỷ lệ khác nhau của ERPT theo thời gian ở Nhật
Bản, trong khi Marazzi và cộng sự (2005) nhấn mạnh tầm quan trọng của nó trong
trường hợp của Mỹ.4
Ngoài những gì đã nói ở trên, chúng ta thường thừa nhận rằng ERPT thường
có xu hướng lớn hơn trong nền kinh tế có thu nhập thấp, nhỏ hơn và hội nhập hơn,
nơi có một tỷ lệ cao của hàng hoá thương mại, khối lượng nhập khẩu cao,5 hàng hóa
thay thế trong nước bị hạn chế, và mức độ hội nhập cao với hệ thống thương mại
toàn cầu.6 Những điều kiện này chắc chắn làm cho nhiều quốc gia đang phát triển
của Châu Á có khả năng dễ nhạy cảm với ERPT hơn là các quốc gia khác trên thế
giới, đặc biệt là những nước công nghiệp.7 Một yếu tố khác có thể ảnh hưởng đến
ERPT là sự hiện diện của các hàng rào phi thuế quan (NTBs), có nghĩa là, tỷ giá hối
đoái thay đổi truyền dẫn vào giá nhập khẩu có thể được ngăn chặn hoàn toàn do chi
phí nhập khẩu (Bhagwati 1991). Một số bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ
này chúng ta có thể tham khảo Menon (1996), nghiên cứu cho thấy rằng sự hạn chế
số lượng đã làm giảm ERPT vào giá nhập khẩu sản xuất của Australia trong những
năm 1980.
4 Ngoài việc thay đổi thành phần sản phẩm, các tác giả cũng nhấn mạnh vai trò của cạnh tranh từ Trung Quốc
như là một yếu tố hạn chế phạm vi ERPT vào giá nhập khẩu của Mỹ. Marazzi và cộng sự (2005) không tìm
thấy quy mô hoặc chiều hướng biến động của tỷ giá hối đoái như là những yếu tố quyết định quan trọng của
truyền dẫn vào giá nhập khẩu ở Mỹ. Ganapolsky và Vilan (2005) cũng không tìm thấy bằng chứng của sự bất
cân xứng trong trường hợp giá nhập khẩu của Mỹ từ năm 1993 đến 2004.
5 Tuy nhiên, nếu quốc gia đồng thời nhập khẩu và xuất khẩu với cùng một quốc gia, ERPT có thể thấp hơn.
6 Sử dụng dữ liệu chéo (76 quốc gia) dựa trên giá của 8 loại hàng hóa trong giai đoạn 1990 -2001, Frankel và
cộng sự (2005) kiểm định một số trong những yếu tố nói trên. Họ đi đến kết luận rằng, trong khi có bằng
chứng mạnh mẽ cho rằng ERPT chậm hơn và nhỏ hơn ở các nước thu nhập thấp, thì lại có nhiều bằng chứng
yếu hơn cho các hiệu ứng quy mô. Họ cũng tìm thấy chi phí vận chuyển và các hàng rào thuế quan là yếu tố
quan trọng để xác định mức độ ERPT.
7 Thật sự khó khăn để nói trước rằng các quốc gia châu Á nhạy cảm với ERPT hơn các nước châu Mỹ Latinh
dựa trên quan điểm về sự ổn định tiền tệ thấp hơn và tỷ lệ lạm phát cao hơn sau này. Ví dụ, trong một nghiên
cứu về hiệu ứng truyền dẫn những thay đổi tỷ giá hối đoái vào giá tiêu dùng ở 71 nước (1980 - 1988),
Goldfajn và Werlang (2000) tìm thấy bằng chứng là ERPT cao nhất ở châu Mỹ Latinh. Kamin và Klau
(2003) cũng tìm thấy sự khác biệt về mức độ ERPT theo khu vực.
16
3.2. Các mô hình lý thuyết
3.2.1. Ngang giá sức mua (PPP) và Luật Một Giá (LOOP)
Một mối quan hệ cơ bản giữa tỷ giá hối đoái và giá được đưa ra là ngang giá
sức mua (PPP), trong đó nói rằng khi chuyển đổi sang một đồng tiền chung, mức
giá ở các quốc gia nên bằng nhau. Học thuyết ngang giá sức mua - cơ sở luận của
ERPT, cho rằng sự tác động truyền dẫn của tỷ giá sang giá trong nước phải là toàn
phần (độ co giãn phải bằng 100%) và hoàn toàn không có một cơ hội nào cho kinh
doanh chênh lệch giá trong dài hạn. Vì vậy, nghiên cứu ERPT đồng nghĩa với
nghiên cứu PPP. Mối quan hệ tương tự trên một mức độ cụ thể hơn được gọi là Luật
Một Giá. Đối với mỗi hàng hóa j, giá nội tệ (Pj) bằng với giá nước ngoài (P*j) khi
chuyển đổi sang đồng nội tệ.
Pj = SP*j
Trong đó, S biểu thị tỷ giá hối đoái danh nghĩa, được xác định là giá của một
ngoại tệ tính theo đồng nội tệ. Luật Một Giá, nhờ vào tác động của kinh doanh
chênh lệch giá quốc tế, là một yêu cầu quan trọng để duy trì PPP.8
Ngay cả trong mẫu hình đơn giản ở trên của PPP và Luật Một Giá, mối quan
hệ giữa giá cả và tỷ giá có thể khác nhau giữa các quốc gia. Đối với một nước nhỏ
không có khả năng ảnh hưởng đến giá thị trường thế giới, Luật Một Giá sẽ bao hàm
hiệu ứng truyền dẫn hoàn toàn của tỷ giá đến giá cả (tức là đồng nội tệ mất giá 1%
sẽ dẫn đến sự gia tăng của giá trong nước 1%). Tuy nhiên, khi cầu nhập khẩu ở các
quốc gia là nhà nhập khẩu lớn trên thị trường thế giới giảm, sẽ làm giảm giá của
mặt hàng này trên thế giới. Như vậy, việc phá giá ở những nền kinh tế lớn chẳng
những vừa kích thích sản xuất trong nước phát triển mà còn có lợi do nhập khẩu với
giá thấp hơn trước. Chúng ta có thể lập luận bằng cách khác là nếu tỷ giá của một
nền kinh tế lớn giảm, áp lực lên giá cả trong nước một phần được bù đắp bằng việc
8 Tuy nhiên, duy trì Luật Một Giá không nhất thiết có nghĩa rằng PPP tồn tại. Một lý do cụ thể là sự tồn tại
của hàng hóa phi thương mại. Giá hàng hóa phi thương mại có thể có sự khác biệt giữa các quốc gia, gây ra
một hành vi vi phạm PPP. Theo mô hình Balassa-Samuelson, sự khác biệt trong giá cả của các hàng hóa phi
thương mại phát sinh do sự khác biệt về năng suất (Asea và Corden (1994)).
17
giảm giá thế giới do nhu cầu thế giới thấp hơn. Điều này làm giảm ước lượng ERPT
đối với các nền kinh tế lớn. Do đó, quy mô của một nền kinh tế là một trong những
yếu tố quyết định mức độ của ERPT vào giá (McCarthy (2000), trang 3).
Mô hình lí thuyết của PPP dựa trên nhiều giả thiết mà trong thế giới thực rất
khó xảy ra, chẳng hạn, giả thiết về cạnh tranh hoàn hảo và chi phí vận chuyển bằng
0. Các kiểm định thực nghiệm chứng minh rằng ERPT trong nhiều trường hợp là
không hoàn toàn (khác 1 hoặc 100%). Isards (1977) là một trong những người đầu
tiên nghi ngờ khả năng kinh doanh chênh lệch giá trên phạm vi toàn cầu có thể giảm
chênh lệch giá cả giữa các quốc gia đến mức chi phí vận chuyển. Có nhiều lý thuyết
giải thích tại sao ERPT không hoàn toàn. Mô hình của Obstfeld và Rogoff (2000)
cho rằng sự tồn tại chi phí vận chuyển làm tăng giá hàng hóa nhập khẩu và phân
khúc thị trường. Ngay cả khi hàng hóa nhập khẩu là hoàn toàn có thể thay thế hàng
hóa được sản xuất ở trong nước, thì chúng cũng không thể được tiêu thụ với khối
lượng lớn (tỷ lệ nhập khẩu nhỏ), bởi vì giá của chúng tương đối cao. Trong trường
hợp này, sự thay đổi tỷ giá tác động yếu đến sự biến động của chỉ số giá nhập khẩu
và chỉ số giá tiêu dùng.
3.2.2. Pricing to market (PTM) và cạnh tranh không hoàn hảo
Mô hình với độ lệch so với Luật Một Giá cung cấp cái nhìn sâu sắc hơn về
ERPT đến giá cả. Những lý do sai lệch thường cho thấy các yếu tố quyết định quan
trọng của ERPT. Một yếu tố quan trọng là cạnh tranh không hoàn hảo. Khi không
có kinh doanh chênh lệch giá quốc tế, các công ty có giá khác nhau ở các địa điểm
khác nhau. Một cơ sở lý thuyết cho mối quan hệ giữa tỷ giá và giá cả trong bối cảnh
phân biệt giá cả quốc tế được cung cấp bởi Krugman (1986) và Dornbusch (1987).
Krugman (1986) thảo luận về một số mô hình tĩnh và động liên quan đến
PTM, thuật ngữ hiện nay được sử dụng rộng rãi trong các nghiên cứu. PTM mô tả
hành vi định giá (không cạnh tranh) của doanh nghiệp để lựa chọn chiến lược giá
trong những thị trường khác nhau và tiến đến điều chỉnh giá không hoàn toàn khi tỷ
giá biến động, thay vì điều chỉnh lợi nhuận biên, thể hiện mức độ mà các nhà xuất
khẩu điều chỉnh giá của họ để phản ánh giá hiện hành được thiết lập bởi các đối thủ
18
cạnh tranh. Nói cách khác, hành vi PTM phát sinh thông qua hiệu ứng truyền dẫn
giới hạn của giá nước ngoài và tỷ giá. Đứng trên quan điểm của một chính sách tiền
tệ với mục tiêu bình ổn giá, PTM là quan trọng để biết mức độ mà giá trong nước bị
ảnh hưởng bởi sự tăng giá của nước ngoài và biến động tỷ giá hối đoái. Mức độ hội
nhập thường là chỉ số duy nhất được sử dụng để giải quyết vấn đề này. Tuy nhiên,
hiệu ứng truyền dẫn bị hạn chế tương đối bởi giá nước ngoài sẽ bù đắp mức độ
tương đối cao của hội nhập. Vì vậy, phân tích các tác động của PTM là một yếu tố
quan trọng trong việc đánh giá sự vững mạnh của giá trong nước chống lại các ảnh
hưởng bên ngoài. So sánh những mô hình tĩnh, Krugman tìm thấy rằng hành vi
PTM có thể phát sinh trong trường hợp cạnh tranh bị giới hạn (mô hình độc quyền
nhóm và phân biệt giá độc quyền của Cournot), nhưng không phải trong một khuôn
khổ cạnh tranh đơn giản. Để thực hiện hành vi PTM, mô hình cạnh tranh cần phải
được mở rộng thêm chi phí vận chuyển hoặc phân phối.
Trong cuộc thảo luận của một số mô hình động, Krugman cho rằng nếu sự
điều chỉnh cho dịch vụ và phân phối cơ sở hạ tầng của một công ty rất tốn kém, thay
đổi tỷ giá hối đoái đóng một vai trò quan trọng đối với ERPT. Một doanh nghiệp
không sẵn sàng gánh chịu chi phí điều chỉnh nếu việc thay đổi tỷ giá hối đoái được
dự kiến sẽ sớm đảo ngược. Sử dụng các mô hình khác, Froot và Klemperer (1989)
và Taylor (2000) có được kết luận tương tự: Một tỷ giá thay đổi thường xuyên thì
việc giá điều chỉnh càng lớn.
Hơn nữa, Krugman (1986) lập luận rằng nếu tốc độ điều chỉnh của các chi
phí này ngày càng tăng, giá chỉ sẽ được điều chỉnh dần dần ngay cả trong trường
hợp tỷ giá hối đoái thay đổi thường xuyên. Krugman kết luận rằng các mô hình
động của sự cạnh tranh không hoàn hảo có thể là các mô hình thích hợp nhất để giải
thích PTM. Nghiên cứu của Dornbusch (1987) là một chuyên đề lý thuyết khác
nhấn mạnh vai trò của cạnh tranh không hoàn hảo đối với ERPT. Tương tự như
Krugman (1986), Dornbusch (1987) thực hiện một phương pháp tiếp cận cho rằng
sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái được giả định là ngoại sinh. Mô hình độc quyền
nhóm của Cournot với một hàng hóa đồng nhất, nhu cầu là một hàm tuyến tính và
19
một số các doanh nghiệp trong nước và nước ngoài, có thể giải thích toàn bộ phạm
vi thay đổi của tỷ giá gây ra sự thay đổi giá cả giữa 2 trường hợp giới hạn, một mặt
là giá cả không thay đổi và mặt khác là ERPT hoàn toàn (tức là giá điều chỉnh tỷ lệ
thuận với sự thay đổi của tỷ giá hối đoái). Theo mô hình này, ERPT cao hơn cho
các nước có thị phần nhập khẩu lớn vì trong trường hợp này, nhiều công ty phải đối
mặt với một sự thay đổi trong chi phí biên của họ khi tỷ giá thay đổi. Hơn nữa,
ERPT giảm khi mức độ cạnh tranh tăng bởi vì điều này làm giảm khả năng các
công ty hấp thụ những cú sốc chi phí do tỷ giá hối đoái gây ra bằng cách điều chỉnh
lợi nhuận thay vì thay đổi giá.
Dornbusch (1987) thảo luận về một số mô hình bổ sung và kết luận rằng tất
cả các mô hình dự đoán giá nhập khẩu giảm sau khi đồng nội tệ tăng giá. Các doanh
nghiệp trong nước có điều chỉnh giá của họ hay không và mức độ như thế nào thì
phụ thuộc vào từng mô hình cụ thể.
3.2.3 Chiến lược định giá tiền tệ địa phương - đồng nội tệ (LCP) và định giá
đồng tiền của nhà sản xuất (PCP)
Độ co giãn ERPT vào giá nhập khẩu tùy thuộc vào chiến lược định giá của
các nhà xuất khẩu. Khi giá xuất khẩu được thiết lập là phần tăng thêm so với chi phí
biên, các công ty nước ngoài sẵn sàng để bù đắp những biến động tiền tệ bằng cách
điều chỉnh giá tăng, được gọi là chiến lược định giá đồng nội tệ (LCP), kết quả là
dẫn đến ERPT không hoàn toàn. Nếu điều này chiếm ưu thế, nền kinh tế nhập khẩu
bị “cô lập” từ các cú sốc điều khoản thương mại, vì vậy, bất kỳ tác động của chi tiêu
cho các hiệu ứng chuyển đổi đều có nguồn gốc từ biến động tiền tệ.
Mặt khác, nếu các doanh nghiệp xuất khẩu không điều chỉnh lợi nhuận khi tỷ
giá thay đổi, chiến lược này được gọi là định giá đồng tiền của nhà sản xuất (PCP)
thì hiệu ứng truyền dẫn là hoàn toàn, phù hợp với Luật Một Giá.
3.2.4. Mô hình lý thuyết
Mô hình xác định giá nhập khẩu theo các bài nghiên cứu của Fujii (2004),
Bailliu và Fujii (2004) và Khundrakpam (2007). Điều này cho phép thể hiện vai trò
20
của tỷ giá hối đoái, chi phí biên cũng như sự tăng giá trong việc xác định giá nhập
khẩu. Trong một thị trường cạnh tranh không hoàn hảo, đại diện công ty nước ngoài
xuất khẩu sản phẩm của mình cho một doanh nghiệp trong nước. Hàm cầu của
doanh nghiệp trong nước là Qt (PtM
, Ptd, Et), trong đó Pt
M là giá hàng hóa nhập khẩu
tính bằng nội tệ, Ptd là giá hàng hóa cạnh tranh trong nước và Et là tổng chi phí trên
tất cả các hàng hoá. Phương trình dưới đây thể hiện mối quan hệ tuyến tính cho giá
nhập khẩu (PtM
) dựa trên việc tối đa hóa lợi nhuận tĩnh của các công ty nước ngoài:
(1)
Trong đó, Ct (Qt, Wt) là tổng chi phí của công ty, đó là một hàm của sản
lượng đầu ra (Qt) và chi phí đầu vào (Wt). tf biểu thị lợi nhuận thu được bởi đại
diện công ty nước ngoài tính bằng ngoại tệ.
Các công ty nước ngoài chọn giá nhập khẩu mà nó tối đa hóa lợi nhuận. Do
đó, tối đa hóa phương trình (1) có liên quan đến giá nhập khẩu PtM
:
Trong đó, biểu thị chi phí biên (MCt). Vì vậy, điều kiện đầu tiên
có thể được viết lại để cung cấp một hàm của giá nhập khẩu là: PtM
= StMCtμt
Trong đó, μt là mức tăng giá trong nước tương ứng với chi phí biên, được
định nghĩa là μt = ηt / (ηt – 1), với ηt là độ co giãn trong nhu cầu. Vì vậy, giá trong
từng thị trường được xác định một phần bởi mức tăng giá trong nước tương ứng với
chi phí biên.
Theo các nghiên cứu trước đó như Marston (1990), Pollard và Coughlin
(2004), Campa, Goldberg và Minguez (2005) đã cho thấy, ERPT xảy ra do việc
truyền dẫn đồng thời những thay đổi trong chi phí biên và các nhân tố làm tăng giá
thông qua tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu. Thứ nhất, sự mất giá trong đồng nội tệ
có thể làm tăng giá nhập khẩu tính bằng ngoại tệ, qua đó tăng giá nhập khẩu trong
21
nước. Thứ hai, một sự gia tăng trong chi phí biên của đồng ngoại tệ cũng dẫn đến sự
gia tăng trong giá nhập khẩu thông qua các kênh chi phí như các công ty xuất khẩu
sẽ tìm cách để thu hồi chi phí sản xuất bằng cách tính giá cao hơn. Thứ ba, dựa trên
PTM của các công ty nước ngoài, bất kỳ sự gia tăng nào trong các yếu tố làm tăng
giá sẽ được liên kết với sự gia tăng nhu cầu trong nước và điều này sẽ được truyền
dẫn thành một sự gia tăng trong giá nhập khẩu. Đây cũng là một vấn đề thực
nghiệm về việc mỗi yếu tố kể trên có tác động đến giá nhập khẩu hay không, trong
ngắn hạn hay dài hạn và có tuyến tính hay không.
3.3. Mô tả biến và dữ liệu
Bài nghiên cứu này xem xét ERPT vào giá nhập khẩu tổng hợp của Việt
Nam liên quan đến tỷ giá hối đoái có hiệu lực danh nghĩa, cũng như tỷ giá hối đoái
song phương với đồng đô la Mỹ (USD). Các biến trong nghiên cứu bao gồm chỉ số
giá nhập khẩu, tỷ giá hối đoái, chi phí nhập khẩu biên tế và nhu cầu trong nước như
là một đại diện cho các yếu tố làm tăng giá. Thời gian mẫu của bài nghiên cứu là
Quý 1/2000 đến Quý 3/2012. Dữ liệu về chỉ số giá nhập khẩu (PtM
) được lấy từ cơ
sở dữ liệu thống kê hàng tháng của Tổng cục thống kê (Quý 1/2005 = 100). Giá
nhập khẩu được xác định theo đồng nội tệ. Tỷ giá có hiệu lực danh nghĩa (NEERt)
được tính toán dựa trên tỷ giá danh nghĩa (trung bình mỗi quý) lấy từ cơ sở dữ liệu
Thống kê tài chính quốc tế của IMF và tỷ trọng thương mại dựa trên số liệu của
Tổng cục thống kê từ 10 đối tác thương mại chính của Việt Nam là Nhật Bản,
Singapore, Trung Quốc, Hàn Quốc, Mỹ, Thái Lan, Úc, Hồng Kông, Đức, Malaysia
(Quý 1/2005 = 100). Tỷ giá hối đoái có hiệu lực danh nghĩa được định nghĩa là số
lượng đơn vị tiền tệ trong nước trên một đơn vị ngoại tệ, do đó một sự gia tăng
trong NEERt thể hiện đồng nội tệ mất giá. Khó khăn để có được một biện pháp đo
lường chi phí nhập khẩu biên, đặc biệt là đối với những nền kinh tế mới nổi như
Việt Nam. Về vấn đề này một số tác giả như Bahroumi (2005), Khundrakpam
(2007) và Fujii (2004) đã chỉ ra rằng đại diện cho chi phí nhập khẩu biên (MCt) có
thể được xây dựng từ một thước đo sự biến động chỉ số giá bán buôn của các đối tác
thương mại chính, tức là chi phí nhập khẩu biên (MCt) được tính theo công thức:
22
MCt = (REERt × WPIt) / NEERt
Trong đó, NEERt là tỷ giá có hiệu lực danh nghĩa
REERt tỷ giá có hiệu lực thực
WPIt là chỉ số giá bán buôn trong nước.
Trong nghiên cứu của Amit Ghosh, Ramkishen S. Rajan (2009) đã sử dụng
chỉ số CPI để đại diện cho chi phí của các nhà xuất khẩu. Bài nghiên cứu này biến
chi phí biên cũng được đo lường như trên.
Một số nghiên cứu về ERPT (tham khảo Khundrakpam (2007), và Bahroumi
(2005)) đã xây dựng các yếu tố làm tăng giá trong nước (μt) bằng cách sử dụng các
biện pháp đo lường độ co giãn của cầu. Do đó các yếu tố làm tăng giá gián tiếp phụ
thuộc vào điều kiện nhu cầu nội địa. Chỉ số của nhu cầu trong nước như sản lượng
công nghiệp được sử dụng trong nghiên cứu của Khundrakpam (2007) và tổng sản
phẩm quốc nội (GDP) theo Bahroumi (2005). GDP được coi như là một đại diện
cho nhu cầu trong nước trong nghiên cứu này. Nó được lấy từ cơ sở dữ liệu
Datastream của Reuters.
3.4. Mô hình nghiên cứu thực nghiệm
Theo GilPareja (2003), Khundrakpam (2007) và Bahroumi (2005), mối quan
hệ thực nghiệm trong dài hạn giữa các biến được ước tính dựa trên phương trình
được trình bày theo logarit cơ số tự nhiên. Mục đích của việc chuyển hóa dữ liệu
sang logarit nhằm giảm bớt độ phân tán cao, cũng như một số quan sát có giá trị bất
thường của dữ liệu gốc, do đó sẽ thuận lợi hơn trong việc nhận dạng và phân tích.
lnPtM
= γ0 + γ1lnSt + γ2lnMCt + γ3 lnμt + εt
Dựa trên những giải thích về biến nghiên cứu và dữ liệu ở trên, chúng ta có
phương trình ước lượng sau đây cho tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương và
NEER (theo Ghosh và Rajan (2009)), tương ứng là:
lnPtM
= α0 + α1lnERt + α2lnPPIU
t /ln CPIU
t + α3 lnGDPt + t (2)
lnPtM
= β0 + β1lnNEERt + β2lnCPIW
t + β3 lnGDPt + t (3)
23
Trong đó, ERt là tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương giữa Đồng Việt
Nam (VND) và Đôla Mỹ (USD), PPIU
t /CPIU
t là chỉ số giá sản xuất / giá tiêu dùng
của Mỹ, CPIW
t biểu thị chỉ số giá tiêu dùng thế giới, và biến phụ xu hướng với số
mẫu quan sát hạn hẹp là không khả thi. Xu hướng của giá nhập khẩu và NEER theo
thời gian được thể hiện ở hình 3.1 (phần phụ lục).
Các hệ số cần quan tâm đặc biệt là độ co giãn của ERPT α1 và β1. Nếu α1 = 0
có nghĩa là không có ERPT vào giá nhập khẩu, trong khi nếu một α1 = 1 thì ERPT
hoàn toàn. Nếu hệ số nằm giữa 0 và 1 chứng tỏ ERPT một phần hay không hoàn
toàn.
Trong ước lượng phương trình (2) và (3) chúng ta có thể kiểm soát những
thay đổi trong nhu cầu trong nước và chi phí của quốc gia xuất khẩu. Khi những nhà
xuất khẩu nước ngoài tham gia vào việc định giá cho thị trường bằng cách tính thêm
các chi phí sản xuất biên của họ trong thị trường cạnh tranh không hoàn hảo, sự gia
tăng trong chi phí nhập khẩu biên cũng làm tăng giá nhập khẩu. Như vậy, α2 và β2
được kỳ vọng là dương. Mức độ của ERPT cũng bị ảnh hưởng bởi các chi phí biên
của các nhà xuất khẩu, được đại diện bởi chỉ số PPI/CPI của Mỹ. Đối với truyền
dẫn NEER, chúng ta sử dụng chỉ số giá tiêu dùng (CPI) thế giới như là một đại diện
cho chi phí của tất cả các nhà xuất khẩu kết hợp cung cấp cho Việt Nam. Cuối cùng,
một sự gia tăng trong thu nhập và nhu cầu trong nước ngụ ý một gia tăng trong nhu
cầu nhập khẩu hàng hoá, tạo điều kiện thuận lợi cho các công ty nước ngoài để tính
giá nhập khẩu cao hơn, do đó hệ số α3 và β3 dự kiến sẽ là dương.9
9 Tuy nhiên, sự gia tăng sản lượng cũng có thể ngụ ý nhu cầu ít hơn đối với hàng hoá nhập khẩu và một sự
suy giảm trong giá nhập khẩu. Vì vậy, α3 và β3 cũng có thể âm.
24
3.4.1. Phương pháp nghiên cứu
Bài nghiên cứu ước lượng độ co giãn của hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái
vào giá nhập khẩu ở Việt Nam trong dài hạn bằng cách sử dụng một phương pháp
gần đây được phát triển bởi Saikkonen (1992), Stock và Watson (1993), và được sử
dụng trong nghiên cứu của Amit Ghosh và Ramkishen S. Rajan (2009). Phương
pháp DOLS liên quan đến việc làm tăng hồi quy đồng liên kết tĩnh với độ trễ và xu
hướng sai phân bậc nhất của các biến hồi quy độc lập có bậc tích hợp I (1) để kết
quả số hạng sai số (error term) của phương trình đồng liên kết là trực giao với toàn
bộ quá trình hồi quy biến độc lập ngẫu nhiên. Ý tưởng là để loại bỏ sự không hiệu
quả của phương pháp bình phương nhỏ nhất trong hồi quy tĩnh bằng cách sử dụng
các thông tin có liên quan trong hệ thống để giải thích cho mối tương quan giữa các
biến hồi quy độc lập và biến phụ thuộc. Bằng những nghiên cứu về mô phỏng
Monte Carlo (ví dụ, Carrion-i-Silvestre và Sansó-i-Rosselló, 2004), Stock và
Watson (1993) cho thấy đây là một phương pháp đáng tin cậy, đặc biệt là đối với
mẫu nhỏ vì nó cho phép hồi quy các biến có mối quan hệ đồng liên kết với nhau.
Hơn nữa, bằng cách bao gồm các giá trị độ trễ và xu hướng của những thay đổi
trong các biến hồi quy độc lập, phương pháp này khắc phục đồng thời những sai
lệch tiềm năng và sai lệch do mẫu nhỏ trong các ước lượng hồi quy. Một vấn đề
phát sinh khi sử dụng phương pháp hồi quy DOLS là làm thế nào để chọn thông số
xu hướng và độ trễ. Một phương pháp phổ biến là sử dụng các tiêu chí như Akaike
(1973), AIC, hoặc BIC của Schwarz (1978). Điều này cũng đã được đề xuất bởi
Saikkonen (1992, trang 10) cho hồi quy DOLS.
Bài nghiên cứu sử dụng phương pháp DOLS để ước lượng tác động cân bằng
trong dài hạn của tỷ giá hối đoái đến giá nhập khẩu tổng hợp của Việt Nam dựa trên
mô hình dưới đây:
lnPtM = BXt + α4i lnERt+i α5i lnPPIU
t+i / lnCPIUt+i
α6i lnGDPt+i + t (4)
lnPtM
= CYt + 4i lnNEERt+i + 5i lnCPIW
t+i + 6i lnGDPt+i + t (5)
25
Trong đó, B = [α0, α1, α2, α3], X = [1, lnER, lnPPIU/lnCPI
U, lnGDP], C = [ 0,
1, 2, 3], Y = [1, lnNEER, lnCPIW
, lnGDP], k là thông số độ trễ (lags) và p là
thông số về xu hướng (leads).10
Ngoài ra, bài nghiên cứu còn sử dụng mô hình hiệu chỉnh sai số (ECM) để
ước lượng các tác động trong ngắn hạn.11
Mô hình hiệu chỉnh sai số ECM là một
giải pháp năng động đã được phổ biến trong những mô hình nghiên cứu kinh tế vĩ
mô của Granger and Newbold (1977). Một điều quan trọng là mô hình thể hiện mối
quan hệ trong ngắn hạn và dài hạn giữa những chuỗi dữ liệu thời gian có quan hệ
đồng liên kết khi chúng chứa đựng những biến cùng cấp độ trong sai phân.
Khái niệm quan hệ dài hạn trong mô hình hiệu chỉnh sai số đến khái niệm
đồng liên kết trong thống kê đã được khám phá bởi Engle and Granger (1987).
Đồng liên kết chỉ cung cấp quan hệ trong dài hạn hoặc là những tính chất của sự cân
bằng được giải thích bởi lý thuyết kinh tế. Engle and Grange (1987), Lloyd and
Rayner (1990) đã kết luận nếu hai hoặc nhiều hơn hai chuỗi dữ liệu thời gian tất cả
đều tích hợp bậc 1 hay I (1), và đồng liên kết thì tồn tại một cơ chế điều chỉnh sai số
cho các biến trong ngắn hạn và dài hạn. Việc ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số
ECM được tiến hành theo hai bước sau.
Bước 1: kiểm tra đồng liên kết theo phương pháp của Johansen and Juselius
(1990).
Kết quả kiểm tra nếu phát hiện có tồn tại ít nhất một vectơ đồng liên kết giữa
các biến khảo sát, có nghĩa là tồn tại một quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các
biến có liên quan (long- run relationship) thì tiếp tục thực hiện bước hai. Phương
trình hồi quy đồng liên kết (thể hiện mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các
biến khảo sát): 1
m
t j t
j
Y b ECON ECT
10
Bài nghiên cứu cũng sử dụng những thông số độ trễ và xu hướng khác nhưng chúng không có ý nghĩa
thống kê, chỉ có những thông số có ý nghĩa mới được trình bày trong phần 4 – Kết quả nghiên cứu.
11 Đối với những bài nghiên cứu sử dụng thời kỳ mẫu dài hơn thì nên sử dụng một biến giả, nhận giá trị bằng
1 trong giai đoạn 1997Q1 – 1998Q2 nhằm nắm bắt được nắm bắt những tác động của cuộc khủng hoảng tiền
tệ.
26
Vectơ đồng liên kết ECT được đo bằ ổi phần dư từ phương
trình hồi quy tY theo tECON như sau:
1
m
t t j t
j
ECT Y ECON b
Trong đó: tY , tECON tương ứng là biến phụ thuộc và các biến độc lập
tECT là phần dư của phương trình
,j b là hệ số của ma trận tương đương về kích cỡ
m là số biến độc lập
Bước hai: ước lượng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM.
Nếu kết luận có đồng liên kết giữa các biến khảo sát hay tồn tại quan hệ dài
hạn giữa các biến nghiên cứu, mô hình hiệu chỉnh sai số ECM trong ngắn hạn được
ước lượng như sau:
1 1
1 1 1
p m k
t i t i ij t i t t
i j i
Y c Y ECON ECT
Trong đó:
tY là thay đổi (sai phân bậc 1) của biến phụ thuộc
1tY là thay đổi (sai phân bậc 1) của biến phụ thuộc và lấy độ trễ là 1t
1tECON là thay đổi (sai phân bậc 1) của các biến biến độc lập và lấy độ trễ
là 1t
1tECT là phần dư thu được từ phương trình hồi quy đồng liên kết ở bước trên
và lấy độ trễ là 1t
1, , &i ic là các hệ số của những ma trận tương đương về kích cỡ
t là phần dư trong phương trình hồi quy
p, k là thông số độ trễ tương ứng, m là số biến độc lập trong phương trình.
Điều kiện của mô hình hiệu chỉnh sai số là hệ số phải có dấu (-), điều này
cho biết rằng có sự hội tụ của mô hình hướng về trạng thái cân bằng trong dài hạn,
đồng thời cũng cho thấy sự điều chỉnh bao nhiêu phần trăm xảy ra trong mỗi giai
đoạn.
27
Phương trình (2) và (3) được biến đổi thành mô hình hiệu chỉnh sai số như
sau:
lnPtM = α0 + α1i lnPM
t-i + α2i lnERt-i + α3i lnPPIU
t-i / lnCPIUt-i
+ α4i lnGDPt-i + α5i lnPMt-1
+ α6i lnERt-1 + α7i lnPPIUt-1 / lnCPIU
t-1
+ α8i lnGDPt-1 + t-1 (6)
lnPtM = β0 + 1i lnPM
t-i + β2i lnNEERt-i + β3i lnCPIW
t-i
+ β4i lnGDPt-i + 5i lnPMt-1
+ 6ilnNEERt-1 + 7iln CPIWt-1 + 8ilnGDPt-1
+ t-1 (7)
Trong đó, ∆ là sai phân bậc nhất, αji và βji (j=1, 4) là hệ số điều chỉnh ngắn
hạn, và δ ECT và ECT là số hạng sai số. Thông qua mô hình ECM, độ co giãn dài
hạn là các hệ số của các biến giải thích có độ trễ một quý (k=1) chia cho hệ số của
biến phụ thuộc cũng có độ trễ một quý (Bardsen (1989)). Như vậy ở phương trình
(6), độ co giãn dài hạn đối với tỷ giá, chi phí biên và các yếu tố làm tăng giá (mark
– up) tương ứng là – (α6/α5), – (α7/α5), và – (α8/α5). Các tác động ngắn hạn sẽ được
đo lường bởi các hệ số ở những biến sai phân bậc nhất trong mô hình (tương tự cho
phương trình (7)).
3.4.2. Kiểm định tính dừng của dữ liệu (Unit root test)
Khi sử dụng dữ liệu dưới dạng chuỗi dữ liệu thời gian (time series), việc đầu
tiên nên làm là kiểm tra xem những biến được sử dụng trong mô hình nghiên cứu là
dừng (stationary) hay không dừng (non-staionary). Hầu hết các chuỗi thời gian
trong kinh tế vĩ mô có xu hướng và do đó trong hầu hết những trường hợp là chuỗi
không dừng (ví dụ GDP, FDI…). Vấn đề của chuỗi thời gian không dừng hay có xu
hướng là hồi quy OLS có thể dẫn đến những kết luận không chính xác. Theo
Asteriou, trong những trường hợp này kết quả hồi quy có R2
cao và có giá trị t cao
nhưng các biến được sử dụng trong phân tích không có giá trị giải thích. Asteriou
nói rõ nhiều chuỗi thời gian kinh tế đặc biệt có tỷ lệ tăng trưởng cơ bản, có thể là
hằng số hoặc không, ví dụ GDP, giá, cung tiền có xu hướng tăng trưởng hàng năm.
Những dữ liệu chuỗi thời gian như vậy là không dừng vì trung bình tiếp tục tăng
theo thời gian, tuy nhiên những chuỗi này lại không có đồng liên kết để mà sai phân
28
của nó có thể dừng theo thời gian. Đây là một trong những lý do chính của việc lấy
logarit các dữ liệu trước khi tiến hành phân tích. Hồi quy giữa hai chuỗi dữ liệu
không liên quan (và không dừng) điều mà chúng ta nhận được qua hệ số R2 cao
chẳng qua thể hiện xu thế cùng nhau (hoặc trái ngược nhau) của hai chuỗi dữ liệu.
Mặc dù R2
có thể cao nhưng kết quả có thể không có ý nghĩa kinh tế. Bởi vì các ước
lượng của OLS có thể không bền vững theo thời gian, và do đó các kiểm định thống
kê được suy ra từ mô hình là không có giá trị.
Một dữ liệu chuỗi thời gian được xem là dừng nếu như trung bình và phương
sai của nó không thay đổi theo thời gian, và giá trị của hiệp phương sai chỉ phụ
thuộc vào khoảng cách hay độ trễ về thời gian giữa hai thời đoạn chứ không phụ
thuộc vào thời điểm thực tế mà hiệp phương sai được tính (Ramanathan, 2002). Cụ
thể là:
Trung bình: tE Y const
Phương sai: 2
tVar Y const
Hiệp phương sai: Covar (Yt, Yt-k) = gk
Tính dừng của dữ liệu chuỗi thời gian là một khái niệm vô cùng quan trọng,
vì thực tế hầu hết tất cả những mô hình thống kê đều được thực hiện dưới giả định
là dữ liệu chuỗi thời gian phải dừng. Những kết quả xuất phát từ những phân tích
kinh tế khi sử dụng dữ liệu không dừng đều là hồi quy giả mạo (Granger and
Newbold, 1977). Dấu hiệu của hồi quy giả mạo (spurious regression) là giá trị của
R2 lớn hơn giá trị thống kê Durbin Watson. Nhưng nếu phần dư của mô hình dừng,
thì các biến có mối quan hệ cân bằng trong dài hạn và mô hình được chấp nhận. Vì
vậy xác định tính dừng (xác định bậc tích hợp) cho chuỗi dữ liệu thời gian của mô
hình nên được kiểm tra trước tiên.
Bài nghiên cứu thực hiện kiểm tra tính dừng và xác định bậc tích hợp cho
các biến ở phương trình (2) và (3) bằng cách sử dụng cả kiểm định Kwiatkowski-
Phillips-Schmidt-Shin (KPSS) và Phillip-Perron (P-P) để tăng thêm tính chính xác
đối với kết luận về tính dừng của các chuỗi. Phillips và Perron (1988) phát triển một
số kiểm định nghiệm đơn vị đã trở nên phổ biến trong phân tích chuỗi thời gian tài
29
chính. Kiểm định nghiệm đơn vị Phillips-Perron (P-P) khác với kiểm định ADF chủ
yếu là trong cách họ giải quyết tương quan chuỗi và phương sai không đồng nhất
trong các số hạng sai số. Đặc biệt, khi mà kiểm định ADF sử dụng một tham số tự
hồi quy để ước lượng cấu trúc ARMA của các sai số,thì kiểm định P-P bỏ qua
tương quan chuỗi trong các kiểm định hồi quy. Một lợi thế của kiểm định P-P so với
kiểm định ADF là kiểm định P-P mạnh mẽ, đáng tin cậy đối với các dạng phương
sai không đồng nhất trong số hạng sai số (error term). Một lợi thế khác là người
dùng không phải chỉ định một chiều dài độ trễ (lag length) cho các kiểm định hồi
quy. Nếu giá trị tuyệt đối của giá trị thống kê trong kiểm định P-P lớn hơn giá trị tới
hạn ở mức ý nghĩa % thì dữ liệu đang xét có tính dừng. Khi ta sử dụng kiểm định
ADF và P-P mà có sự khác biệt về tính dừng của dữ liệu thì ta sử dụng bổ sung
kiểm định KPSS để có kết luận chính xác.
Các kiểm định nghiệm đơn vị ADF và P-P có giả thuyết H0 là một chuỗi thời
gian yt là I (1). Mặt khác, kiểm định tính dừng còn dựa trên giả thuyết chuỗi yt là I
(0). Kiểm định tính dừng được sử dụng phổ biến nhất là KPSS của Kwiatkowski,
Phillips, Schmidt và Shin (1992). Mô hình như vậy đã được đề xuất vào năm 1982
bởi Alok Bhargava trong luận án tiến sĩ của mình, trong đó một số loại kiểm định
nghiệm đơn vị cho mẫu hạn chế của John von Neumann hoặc Durbin-Watson đã
được phát triển (tham khảo Bhargava, 1986). Sau đó, Denis Kwiatkowski, Peter CB
Phillips, Peter Schmidt và Yongcheol Shin (1992) đã đề xuất một loại kiểm định với
giả thuyết H0 là chuỗi quan sát có tính dừng xu hướng (dừng xung quanh một xu
hướng xác định). Kiểm định này bắt đầu với mô hình:
yt = β’Dt + t + ut
μt = μ t-1 + εt, εt ~ WN (0, ζ2
ε)
Trong đó, Dt chứa các thành phần xác định (hệ số chặn hoặc hệ số chặn cộng
với xu hướng), ut là I (0) và có thể có phương sai không đồng nhất. Chú ý rằng μt có
một bước đi ngẫu nhiên là ζ2
ε. Giả thuyết H0: yt là I (0) (tức yt có tính dừng) được
trình bày như sau:
30
H0: ζ2
ε = 0, nó hàm ý rằng μt là một hằng số.
Giá trị thống kê kiểm định KPSS là nhân tử Lagrange (LM) hoặc số liệu
thống kê của kiểm định giả thuyết ζ2
ε = 0 so với giả thuyết đối ζ2
ε > 0.
KPSS = T-2
/ (8)
Trong đó, = , là phần dư của ước lượng hồi quy của yt theo Dt
và là ước lượng phương sai dài hạn phù hợp của ut bằng cách sử dụng .
Nếu Dt = 1 thì: KPSS dr (9)
Trong đó, V1(r) = W(r) – r W(1), W(r) là một tiêu chuẩn Brown với r ∈ [0,1].
Nếu Dt = (1, t)’ thì: KPSS dr (10)
Trong đó, V2(r) = W(r) – r (2 – 3r) W(1) + 6r (r2 – 1)
Những giá trị tới hạn từ phân phối của đường tiệm cận phương trình (9) và
(10) có được từ những phương pháp mô phỏng. Kiểm định tính dừng là một kiểm
định đuôi phải để bác bỏ giả thuyết H0 tại mức ý nghĩa 100. % nếu giá trị thống kê
của kiểm định thống kê KPSS ở phương trình (8) lớn hơn vi phân 100.(1-α)% từ
phân phối các tiệm cận thích hợp của phương trình (9) hoặc (10).
Bảng 3.1. Kết quả kiểm định tính dừng (sử dụng kiểm định KPSS)
Việt Nam Giá trị KPSS
của dữ liệu gốc
Giá trị tới hạn
5%
Giá trị KPSS của
sai phân bậc nhất
Giá trị tới hạn
5%
Null hypothesis: variable is stationary
H0: dữ liệu có tính dừng
ER 0.833865 0.463000 0.311346 0.463000
NEER 0.904766 0.463000 0.258865 0.463000
GDP 0.956526 0.463000 0.237082 0.463000
PPIU 0.918533 0.463000 0.055594 0.463000
CPIU 0.955801 0.463000 0.106491 0.463000
CPIW
0.961005 0.463000 0.039997 0.463000
PM
0.909237 0.463000 0.072002 0.463000
31
Bảng 3.2. Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị (sử dụng kiểm định Phillip-Perron)
Việt Nam Giá trị P-P của
dữ liệu gốc
Giá trị tới hạn
5%
Giá trị P-P của
sai phân bậc nhất
Giá trị tới hạn
5%
Null hypothesis: variable has a unit root
H0: dữ liệu có nghiệm đơn vị
ER 0.984678 -2.921175 -4.992189 -2.922449
NEER 0.931433 -2.921175 -7.680883 -2.922449
GDP -2.605433 -2.921175 -7.863726 -2.922449
PPIU -0.612696 -2.921175 -4.070607 -2.922449
CPIU -0.819191 -2.921175 -5.345942 -2.922449
CPIW
-0.387940 -2.921175 -3.566563 -2.922449
PM
-0.216070 -2.921175 -4.963699 -2.922449
Kiểm tra tính dừng được thực hiện trên các dữ liệu đã được điều chỉnh yếu tố
mùa vụ theo census X12. Chúng ta thấy rằng, theo kiểm định KPSS và P-P thì tất cả
dữ liệu đều không dừng ở chuỗi giá trị gốc mà dừng ở chuỗi sai phân bậc 1 (mức ý
nghĩa 5%).
Trước khi đi vào ước lượng mô hình DOLS và mô hình hiệu chỉnh sai số
(ECM), cần phải xác định bậc tích hợp của các biến được xem xét đưa vào mô hình.
Chỉ có những biến có cùng bậc tích hợp mới có thể có đồng liên kết và khi có sự tồn
tại của đồng liên kết mới hàm ý rằng có cơ sở vững chắc cho việc vận dụng mô hình
hiệu chỉnh sai số và DOLS. Một chuỗi dữ liệu tY được gọi là tích hợp bậc d nếu
chuỗi dữ liệu tY trở nên dừng sau d phân sai, biểu thị là tY I d . Chẳng hạn như,
nếu chuỗi dữ liệu tY trở nên dừng sau một lần sai phân, tức là 1t tY Y hoặc tY
dừng, điều này được biểu thị như 1tY I hay 0tY I . Như vậy, bậc tích hợp
của mỗi biến trong nghiên cứu được xác định trong phần kiểm tra tính dừng là I (1).
3.4.3. Kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết (Johansen)
Cơ sở vững chắc của mô hình hiệu chỉnh sai số ECM và DOLS dựa trên khái
niệm rằng có tồn tại một mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến có liên
quan. Việc kiểm tra đồng liên kết là để trả lời cho câu hỏi tồn tại hay không mối
quan hệ này. Phương pháp của Johansen and Juselius (1990) tiếp cận dựa trên giá trị
Maximum Likelihood, Maximum Engle và Trace Value để tìm ra số lượng vectơ
32
đồng liên kết. Phương pháp này đã cung cấp lý thuyết cho việc kiểm tra đồng liên
kết trong cách tiếp cận với nội dung vectơ tự hồi quy (Vector Autoregressive).
Phương pháp Johansen được trình bày như sau:
0
1
k
t j t j t
j
x A A x
Trong đó:
0A là một vectơ (n x 1) hằng số, jA là một ma trận (n x n) của hệ số
tx là một vectơ (n x 1) của những biến dừng ở sai phân bậc 1 hay I(1)
k là độ trễ (lags), t là một vectơ (n x 1) của sai số Gauxơ (Gaussian)
Quá trình tự hồi quy của những vectơ được điều chỉnh lại và chuyển vào mô
hình hiệu chỉnh sai số (ECM).
0
1
1
k
t j t j t k t
j
x A x x
Trong đó:
1
k
j j
i j
A
1
k
j
i j
I A
I là một ma trận đồng nhất (n x n)
Chúng ta dựa trên giả thiết 0H : không có đồng liên kết (non-cointegration).
Để xác định có đồng liên kết hay không, ta so sánh giá trị của kiểm định Trace
(Trace value) hoặc giá trị của kiểm định Maximum Eigen (Maximum Eigen value)
với giá trị tới hạn (critical value) ở mức ý nghĩa % (1%, 5% hay 10%).
Nếu: (Trace value) hoặc (Maximum Eigen value) < (critical value), ta chấp
nhận giả thiết 0H (không có đồng liên kết).
Nếu: (Trace value) hoặc (Maximum Eigen value) > (critical value), ta bác
bỏ giả thiết 0H (tồn tại đồng liên kết).
Chúng ta thực hiện kiểm định đồng liên kết với độ trễ là 4 quý được chọn
theo các tiêu chuẩn lựa chọn độ trễ LR, FPE, AIC và HQ để kiểm tra mối liên hệ dài
hạn giữa các biến.12
12
Cách lựa chọn độ trễ được trình bày trong phần phụ lục (Bảng 3.3)
33
Bảng 3.4 Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4
Mối quan hệ
đồng liên
kết giả định
Trị riêng
(Eigen value)
Thống kê
Trace
Giá trị tới
hạn 5%
Thống kê
Max-Eigen
Giá trị tới
hạn 5%
Không * 0.519588 63.08900 47.85613 33.72310 27.58434
Tối đa 1 0.365322 29.36589 29.79707 20.91334 21.13162
Tối đa 2 0.164878 8.452548 15.49471 8.288147 14.26460
Tối đa 3 0.003568 0.164402 3.841466 0.164402 3.841466
Đối với phương trình (2), khi ta sử dụng chỉ số giá sản xuất của Mỹ để đại
diện cho chi phí biên (MCt), thì theo kết quả kiểm định Trace và kiểm định trị riêng
tối đa cho thấy có một mối quan hệ đồng liên kết trong dài hạn với mức ý nghĩa 5%
(Bảng 3.4).
Bảng 3.5 Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4
Mối quan hệ
đồng liên kết
giả định
Trị riêng
(Eigen value)
Thống kê
Trace
Giá trị tới
hạn 5% P-value
Không * 0.441720 58.62037 47.85613 0.0036
Tối đa 1* 0.336878 31.80726 29.79707 0.0289
Tối đa 2 0.242590 12.91059 15.49471 0.1181
Tối đa 3 0.002811 0.129477 3.841466 0.7190
Tương tự, cũng với phương trình (2), khi ta sử dụng chỉ số giá tiêu dùng của
Mỹ để đại diện cho chi phí biên (MCt), thì kết quả cho thấy có hai mối quan hệ
đồng liên kết trong dài hạn với mức ý nghĩa 5% (Bảng 3.5).
Bảng 3.6 Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4
Mối quan
hệ đồng liên
kết giả định
Trị riêng
(Eigen value)
Thống kê
Trace
Giá trị tới
hạn 5%
Thống kê
Max-Eigen
Giá trị tới
hạn 5%
Không * 0.570855 80.16910 47.85613 38.91422 27.58434
Tối đa 1* 0.405688 41.25489 29.79707 23.93614 21.13162
Tối đa 2* 0.287256 17.31875 15.49471 15.57714 14.26460
Tối đa 3 0.037153 1.741610 3.841466 1.741610 3.841466
Đối với phương trình (3), ta nhận thấy có ba mối quan hệ đồng liên kết trong
dài hạn tại mức ý nghĩa 5% (Bảng 3.6).
34
3.5. Mô hình nghiên cứu mở rộng: Tác động của những yếu tố kinh tế vi
mô và vĩ mô đến sự thay đổi của ERPT
Các khía cạnh kinh tế khác nhau có thể giải thích khoảng 1/3 những biến
động trong độ co giãn của ERPT và những thay đổi còn lại đến từ những tác động
đặc trưng khó có thể quan sát được của mỗi quốc gia. Lạm phát, biến động tỷ giá
hối đoái, hội nhập và mức độ giàu có tương đối giữ vai trò rõ ràng như là một hệ
thống điều khiển ERPT của những thị trường mới nổi, trong khi đó lỗ hổng sản
lượng và chính sách bảo hộ mậu dịch có ảnh hưởng tổng quát hơn.
Phần dưới đây mô tả mỗi biến số và tác động của từng biến số đến độ co giãn
của ERPT theo lý thuyết, đại diện cho các khía cạnh khác nhau của nền kinh tế
nước nhập khẩu. Hầu hết trong số đó là yếu tố "vĩ mô" nhưng một số yếu tố có thể
được liên kết với các vấn đề "vi mô".
Biến động tỷ giá hối đoái nước ngoài (FX). Nghiên cứu lý thuyết cho thấy
một mối quan hệ giữa ERPT vào giá nhập khẩu và biến động trong tỷ lệ FX nhưng
không rõ ràng. Biến động FX càng cao được kết hợp với ERPT càng thấp (tức là
quan hệ phủ định) trong một môi trường cạnh tranh cao, bởi vì những nhà xuất khẩu
đã chuẩn bị để nắm bắt biến động tạo cơ hội làm tăng giá hoặc gia tăng thị phần
(Froot và Klemperer, 1989). Ngược lại, nếu nhà xuất khẩu chủ yếu hướng tới mục
tiêu ổn định lợi nhuận biên thì họ sẽ có xu hướng duy trì giá ổn định bằng đồng tiền
của họ, tức là ERPT cao hơn, và vì vậy tác động kỳ vọng là dương (Devereux và
Engel, 2002). Cũng theo Gaulier và cộng sự (2008), mối quan hệ không rõ ràng này
phản ánh một sự cân bằng trong chiến lược chính của nhà xuất khẩu, có nghĩa là, để
ổn định số lượng xuất khẩu hay lợi nhuận biên. Một lập luận có liên quan là liệu cú
sốc về tính biến động được nhận thức là lâu bền hay tồn tại trong thời gian ngắn có
phụ thuộc vào nhà xuất khẩu hay không; trong trường hợp biến động tạm thời, họ
rất có thể điều chỉnh giảm lợi nhuận biên kết hợp với thay đổi giá thường xuyên hơn
là chấp nhận gánh chịu chi phí (Froot và Klemperer, 1989). Biến động tỷ lệ FX
được đo lường như sau (theo Amit Ghosh, Ramkishen S. Rajan (2009)):
35
FX =
Trong đó, m=4 là số độ trễ, E là tỷ giá hối đoái, có thể là ER hoặc NEER,
nhưng bài nghiên cứu sử dụng ER để tương thích với các dữ liệu khác.
Lạm phát (Inflation). Các nước nhập khẩu nơi mà cơ quan tiền tệ không đáng
tin cậy thường trải qua mức độ/ biến động cao của lạm phát, vì vậy dẫn đến ERPT
cao đến giá trong nước (tham khảo Taylor, 2000; Choudhri và Hakura, 2006). Bằng
cách điều tra xem liệu lạm phát có dẫn đến ERPT vào nhập khẩu hay không, chúng
ta kiểm tra gián tiếp mối liên hệ giữa chính sách tiền tệ và giá cả của nhà xuất khẩu.
Lạm phát của Việt Nam theo quý được xác định là log (CPI i, t / CPI i, t-1) và được
tính trung bình di động một năm.
Lỗ hổng sản lượng (Output gap). Một phương pháp đo lường lỗ hổng sản
lượng của quốc gia là độ sai lệch của GDP thực so với GDP thực "tiềm năng".
Choudhry và Hakura (2006) đưa ra một mô hình lý thuyết về hiệu ứng truyền dẫn,
trong đó chính sách tiền tệ theo quy tắc Taylor được giả định bao gồm lỗ hổng sản
lượng như là một yếu tố đầu vào. Output gap dương ngụ ý rằng nền kinh tế đang
phát triển tiềm năng và do đó, nhu cầu trong nước đang mở rộng, trong bối cảnh
này, ERPT thấp có thể được quan sát thấy nếu các doanh nghiệp xuất khẩu cố gắng
"lấp đầy lỗ hổng" (tức là gia tăng bán hàng) bằng cách hấp thụ những biến động FX
trong phạm vi lợi nhuận biên của họ. Vì vậy, các nền kinh tế nhập khẩu với những
lỗ hổng sản lượng lớn có thể đại diện cho một cơ hội khuyến khích các doanh
nghiệp nước ngoài để giảm bớt ERPT. Output gap được tính bằng logarit của chênh
lệch giữa GDP thực và xu hướng GDP thực Hodrick-Prescott, log (GDPi,t/ GDP*i,t).
Sự phụ thuộc nhập khẩu (Import dependence – ID). Mô hình Dornbusch
(1987) về phân biệt giá đã kết hợp độ co giãn của truyền dẫn với thị phần tương đối
của các doanh nghiệp nước ngoài và các nhà sản xuất địa phương. Một ước tính gần
đúng với khái niệm này (cơ cấu thị trường) là mức độ của sự hội nhập nhập khẩu
hoặc phụ thuộc nhập khẩu được tính toán bằng M t / GDPt, trong đó Mt, GDPt lần
lượt là tổng giá trị của hàng hoá nhập khẩu và GDP danh nghĩa của Việt Nam, cả
36
hai đều tính bằng đô la Mỹ. Lập luận của Dornbusch hàm ý ERPT lớn hơn trong
những nền kinh tế nhỏ và phụ thuộc vào nhập khẩu nhiều. Một phương pháp đo
lường mức độ phụ thuộc nhập khẩu có liên quan là Mt / (GDPt - Xt), với Xt là tổng
giá trị hàng hoá xuất khẩu của Việt Nam được trừ ra khỏi GDP.
Chính sách bảo hộ. Thuế nhập khẩu là một loại thuế làm tăng chi phí của các
doanh nghiệp nhập khẩu (tức là một vấn đề vi mô) và do đó có thể nói là một rào
cản thương mại. Bảo hộ cao hơn được liên kết với ERPT không hoàn toàn về mặt lý
thuyết, nó đại diện cho một hành vi cụ thể vi phạm Luật Một Giá (LOOP). Để tìm
hiểu vấn đề này, chỉ số thuế nhập khẩu được xây dựng bởi Gwartney và cộng sự
(2010) từ nguồn World Tariff Profiles của WTO; mức 10 cho thấy không có thuế và
chỉ số di chuyển về số 0 chứng tỏ thuế nhập khẩu tăng. Một hệ số dương được hiểu
là phù hợp với lý thuyết, cụ thể là, các rào cản đối với kinh doanh chênh lệch giá
quốc tế tăng thì mức độ mở rộng hiệu ứng truyền dẫn giảm. Tuy nhiên, do Việt
Nam là thành viên của WTO ngày 11/01/2007 nên không có dữ liệu cho biến này.
Sự giàu có (Weath). Một kiến thức phổ biến là các nước giàu có quyền định
giá lớn hơn và vì vậy, ERPT vào giá nhập khẩu thấp hơn so với các nước nghèo (giả
định các yếu tố khác không thay đổi), điều này đại diện cho một ví dụ của hành vi
phân biệt giá (hoặc PTM). Để kiểm định vấn đề "vi mô" này, sự giàu có trong điều
kiện tương đối được định nghĩa là logarit của GDP thực bình quân đầu người của
Việt Nam chia cho GDP thực bình quân đầu người của Mỹ.13
Mức độ hội nhập thương mại (OPENNESS). Một mặt, hội nhập thương mại
nhiều hơn ngụ ý rằng giá trong nước bị tác động trực tiếp và đáng kể hơn khi tỷ giá
thay đổi, mặt khác, nó cũng cho thấy sự cạnh tranh nhiều hơn và dẫn đến ERPT
thấp hơn. OPENNESS được đo lường bằng tỷ số của giá trị xuất khẩu và nhập khẩu
chia cho GDP danh nghĩa, (Xt + Mt) / GDPt.
13
Theo Raphael Brun-Aguerre, Ana-Maria Fuertes và Kate Phylaktis (2012) thì ta lấy GDP thực bình quân
đầu người của Việt Nam chia cho GDP thực bình quân đầu người của Thế giới, tuy nhiên, để đảm bảo sự
tương thích giữa các biến (đặc biệt là với ER và CPIU/PPI
U) nên Weath được đo lường như trên.
37
Ngoài ra, ước lượng ERPT còn bị ảnh hưởng của tâm lý kinh tế toàn cầu.
Tổng thể hoạt động kinh tế đang bùng nổ làm tăng nhu cầu đối với hàng hóa nào đó,
vì vậy, đặt áp lực lên chi phí sản xuất và có thể làm tăng truyền dẫn. Một lập luận
ngược lại là trong giai đoạn mở rộng của tổng thể nền kinh tế, nhà xuất khẩu có thể
"chi trả" cho biến động trong việc tăng giá để ERPT thực sự có thể giảm. Chúng ta
sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) để ước lượng mô hình dưới đây,
sau đó kiểm tra tính dừng của phần dư để xác định xem đây có là một mô hình hợp
lý và hiệu quả hay không.
= 0 + 1 FXt-1 + 2 IDt-1 + 3 Inflationt-1 + 4 Opennesst-1 + 5 (Output gap)t-1
6 Weatht-1 + t (11)
Trong đó, là mức độ của ERPT khi ta ước lượng hồi quy phương trình
của chỉ số giá nhập khẩu theo ER, GDP và chỉ số PPI của Mỹ. Để kiểm tra tác động
của các yếu tố kinh tế vi mô, vĩ mô đến ERPT theo thời gian, chúng ta sử dụng
phương pháp ước lượng truy hồi. Trong khi phương pháp DOLS được sử dụng
trong phần trước đó cung cấp một ước lượng điểm của ERPT trong toàn bộ thời
gian mẫu, thì phương pháp truy hồi liên quan đến từng ước lượng điểm cho từng
quý và chạy lại mô hình hồi quy.
Bảng 3.7. Kết quả kiểm định tính dừng (sử dụng kiểm định KPSS)
Việt Nam
Giá trị KPSS
của dữ liệu
gốc
Giá trị tới hạn
5%
Giá trị KPSS
của sai phân
bậc nhất
Giá trị tới
hạn 5%
Null hypothesis: variable is stationary
H0: dữ liệu có tính dừng
ERPT 0.469703 0.463000 0.200746 0.463000
FX 0.309995 0.463000 0.112697 0.463000
INFLATION 0.673426 0.463000 0.149947 0.463000
OUTPUT GAP 0.105433 0.463000 0.362743 0.463000
ID 0.730869 0.463000 0.099545 0.463000
WEATH 0.782943 0.463000 0.376503 0.463000
OPENNESS 0.823597 0.463000 0.046579 0.463000
Chúng ta thực hiện kiểm tra tính dừng cho các biến được bổ sung ở phương
trình (11) bao gồm FX, lạm phát, lỗ hổng sản lượng, sự giàu có, mức độ phụ thuộc
38
nhập khẩu, mức độ hội nhập và ERPT bằng cách sử dụng kiểm định KPSS. Ta thấy
tất cả các biến đều dừng ở sai phân bậc nhất, vì vậy bậc tích hợp của chúng là I (1)
(Bảng 3.7).
Tiếp theo, chúng ta thực hiện kiểm tra mối quan hệ đồng liên kết với thông
số độ trễ được lựa chọn là 3 quý theo tiêu chuẩn LR. Dựa trên kiểm định Trace và
kiểm định trị riêng tối đa thì có 4 mối quan hệ đồng liên kết giữa các biến, mức ý
nghĩa 5% (Bảng 3.8).
Bảng 3.8. Kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 -3
Mối quan
hệ đồng liên
kết giả định
Trị riêng
(Eigen value)
Thống kê
Trace
Giá trị tới
hạn 5%
Thống kê
Max-Eigen
Giá trị tới
hạn 5%
Không * 0.822060 254.7581 125.6154 81.13644 46.23142
Tối đa 1* 0.735661 173.6217 95.75366 62.53458 40.07757
Tối đa 2* 0.689223 111.0871 69.81889 54.92791 33.87687
Tối đa 3* 0.462186 56.15917 47.85613 29.15136 27.58434
Tối đa 4 0.289834 27.00782 29.79707 16.08603 21.13162
Tối đa 5 0.201286 10.92179 15.49471 10.56336 14.26460
Tối đa 6 0.007597 0.358425 3.841466 0.358425 3.841466
3.6. Mô hình truyền dẫn tỷ giá bất cân xứng
Cách tiếp cận này giả định một mối quan hệ tuyến tính giữa tỷ giá hối đoái
và giá nhập khẩu. Theo một số tác giả như Menon (1996), Wickramasinghe (1999),
Webber (2000) và Khundrakpam (2007), bài nghiên cứu này giới thiệu một biến giả
cho sự bất cân xứng có thể có trong việc tăng và giảm tỷ giá hối đoái. Tương tác
của biến giả với tỷ giá hối đoái có thể được thể hiện theo công thức sau đây:
NEERt = (α1 + α2 Dt) NEERt
Biến giả giả định nhận giá trị là 1 cho các giai đoạn đồng nội tệ tăng giá
(NEERt giảm) và bằng 0 trong thời gian đồng nội tệ giảm giá và có thể được mô tả
theo công thức sau đây:
Dt = 0 nếu ΔNEERt > 0 và Dt = 1 nếu ΔNEERt < 0
39
Sự tương tác của biến giả với NEER theo phương trình:
lnPtM
= ’0 + ’1 lnNEERt + ’2 lnNEERt × Dt + ’3 lnCPIW
t + ’4 lnGDPt + ECTt-1
(12)
Trong phương trình trên, tương tác thời kỳ được kỳ vọng nắm bắt được sự
bất cân xứng trong các biến động tỷ giá. Nếu hệ số của nó (nghĩa là 2) dương thì
có ý nghĩa là ảnh hưởng của việc tỷ giá hối đoái có hiệu lực danh nghĩa tăng (đồng
nội tệ giảm giá) lên giá nhập khẩu lớn hơn việc tỷ giá giảm. Ngược lại, một hệ số
âm và có ý nghĩa trên các biến tương tác ngụ ý một tác động lớn hơn của tỷ giá
giảm lên giá nhập khẩu.
Bài nghiên cứu sử dụng mô hình ECM để ước lượng các hệ số cân bằng
trong dài hạn cho phương trình (12), kết quả ước lượng được trình bày trong phần 4.
4. KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
4.1. Mô hình thực nghiệm
4.1.1 Tác động cân bằng trong dài hạn (Hồi quy theo mô hình DOLS)
Dưới đây là kết quả hồi quy tác động truyền dẫn trong dài hạn của tỷ giá hối
đoái vào giá nhập khẩu theo mô hình DOLS.
Bảng 4.1. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số PPI của Mỹ (k = 4, p =1)
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t P – value
ER 1.504028 0.098040 15.34091 0.0000
PPIU 1.804289 0.103292 17.46785 0.0000
0.0000 GDP -0.508979 0.073058 -6.966809
C -11.87938 0.680859 -17.44764 0.0000
R-squared 0.993219 Mean dependent var 4.709303
Adjusted R-squared 0.987028 S.D. dependent var 0.256805
S.E. of regression 0.029249 Sum squared resid 0.019677
Durbin-Watson stat 1.744657 Long-run variance 0.000119
40
Hình 4.1. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 01)
Bảng 4.2. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo ER và chỉ số CPI của Mỹ (k = 4, p =1)
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t P – value
ER 1.302181 0.128171 10.15970 0.0000
CPIU 4.223675 0.710205 5.947121 0.0000
0.0047 GDP -0.880133 0.281508 -3.126491
C -16.62298 0.955203 -17.40256 0.0000
R-squared 0.993365 Mean dependent var 4.709303
Adjusted R-squared 0.987306 S.D. dependent var 0.256805
S.E. of regression 0.028933 Sum squared resid 0.019254
Durbin-Watson stat 1.312486 Long-run variance 0.000104
Hình 4.2. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 02)
0
1
2
3
4
5
6
7
-0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04
Series: ResidualsSample 2001Q2 2012Q2Observations 45
Mean 1.54e-15Median 0.000207Maximum 0.046431Minimum -0.052852Std. Dev. 0.021147Skewness -0.120271Kurtosis 2.985536
Jarque-Bera 0.108880Probability 0.947015
0
1
2
3
4
5
6
7
8
-0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04
Series: ResidualsSample 2001Q2 2012Q2Observations 45
Mean -1.12e-15Median 0.001912Maximum 0.040153Minimum -0.049998Std. Dev. 0.020919Skewness -0.219133Kurtosis 2.529125
Jarque-Bera 0.775875Probability 0.678455
Resid 01
Độ lệch chuẩn 0.021147
Hệ số bất đối xứng -0.120271
Độ lồi (Kurtosis) 2.985536
Jarque-Bera 0.108880
Prob 0.947015
Resid 02
Độ lệch chuẩn 0.020919
Hệ số bất đối xứng -0.219133
Độ lồi (Kurtosis) 2.529125
Jarque-Bera 0.775875
Prob 0.678455
41
Bảng 4.3. Hệ số cân bằng trong dài hạn theo NEER (k = 5, p = 2)
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t P – value
NEER 1.212046 0.256724 4.721205 0.0003
CPIW
-6.667036 3.057192 -2.180771 0.0455
GDP 3.662648 1.399583 2.616957 0.0194
C -14.77861 3.928602 -3.761797 0.0019
R-squared 0.990300 Mean dependent var 4.705667
Adjusted R-squared 0.972840 S.D. dependent var 0.245153
S.E. of regression 0.040402 Sum squared resid 0.024485
Durbin-Watson stat 1.251800 Long-run variance 0.000244
Hình 4.3. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư (resid 03)
Bảng 4.4. Kiểm định tính dừng của phần dư
Viet Nam KPSS
stat.levels
Five percent
critical value
Null hypothesis: variable is stationary
Resid 01 0.035112 0.463000
Resid 02 0.033492 0.463000
Resid 03 0.051926 0.463000
Các kết quả cho thấy mô hình là phù hợp để phân tích. Liên quan đến tỷ giá
danh nghĩa song phương với Đôla Mỹ, độ lớn truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá
nhập khẩu là 150.4% khi sử dụng chỉ số PPI, và 130.2% khi sử dụng chỉ số CPI của
Mỹ, một sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái hoàn toàn trong dài hạn. Đối với NEER, ta
0
2
4
6
8
10
12
-0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04
Series: ResidualsSample 2001Q3 2012Q1Observations 43
Mean -3.86e-15Median 0.003586Maximum 0.044489Minimum -0.058134Std. Dev. 0.024145Skewness -0.273278Kurtosis 2.572764
Jarque-Bera 0.862245Probability 0.649779
Resid 03
Độ lệch chuẩn 0.024145
Hệ số bất đối xứng -0.273278
Độ lồi (Kurtosis) 2.572764
Jarque-Bera 0.862245
Prob 0.649779
42
tìm thấy độ lớn của ERPT là 121.2%.14
Các kết quả này phù hợp với những nghiên
cứu trước đây về ERPT ở Việt Nam.
Chúng ta có thể giải thích cho sự truyền dẫn hoàn toàn này bởi những lý do
sau. Thứ nhất, do thị trường Việt Nam không có tính cạnh tranh cao, đồng thời các
nhà xuất khẩu nước ngoài có sức mạnh thị trường đáng kể nên đẩy toàn bộ những
thay đổi trong tỷ giá và chi phí sản xuất về phía người mua. Thứ hai, nước ta gần
như phải chịu những cú sốc liên tục từ tỷ giá, do đó, đặc điểm của biến động tỷ giá
được coi như là vĩnh viễn (tỷ giá ổn định) dẫn đến một hiệu ứng truyền dẫn hoàn
toàn. Thứ ba, ERPT thường có xu hướng lớn hơn trong nền kinh tế có thu nhập
thấp, nhỏ hơn và hội nhập hơn, nơi có một tỷ lệ cao của hàng hoá thương mại, khối
lượng nhập khẩu cao, hàng hóa thay thế trong nước bị hạn chế, và mức độ hội nhập
cao với hệ thống thương mại toàn cầu. Những điều kiện này chắc chắn làm cho
quốc gia đang phát triển như Việt Nam dễ nhạy cảm với biến động tỷ giá hơn do
trên thực tế, Việt Nam là một quốc gia có thu nhập thấp, mức độ hội nhập cao, tuy
không phụ thuộc quá nhiều vào một đối tác thương mại nào nhưng có một số hàng
hóa nước ta không thể sản xuất được hay có sản xuất đi chăng nữa thì chất lượng
không bằng hoặc giá cả cao hơn nên người tiêu dùng không thể mua hàng hóa trong
nước, vì vậy dẫn đến ERPT hoàn toàn trong dài hạn. Cuối cùng, đồng tiền định giá
hàng hóa cũng ảnh hưởng đến ERPT. Lí do lựa chọn đồng tiền định giá, được
nghiên cứu ở nhiều công trình khoa học (Bachetta và Van Wincoop (2001),
Devereux và Engel (2001), Giovannini (1998)) được cho là tính ổn định của nội tệ.
Một nước với đồng tiền quốc gia kém ổn định có tỷ lệ nhập khẩu khá lớn được định
giá bằng ngoại tệ thì việc yết giá bằng ngoại tệ cũng sẽ có lợi hơn đối với các công
ty chỉ kinh doanh trên thị trường nội địa. Trong tình huống này, tỷ giá có những tác
động không chỉ đối với giá hàng hóa nhập khẩu, mà còn đối với giá hàng hóa phi
thương mại, và ERPT sẽ hoàn toàn (Tsesliuk, 2002). Như vậy, nước ta có mức
truyền dẫn tỷ giá hối đoái lớn thì một khi đồng nội tệ bị phá giá tất yếu sẽ ảnh
14
Theo hệ số đồng liên kết trong dài hạn của mô hình ECM, độ lớn truyền dẫn tương ứng là 116.1% /
109.7% khi sử dụng chỉ số PPI / CPI của Mỹ, và là 136.3% khi sử dụng chỉ số CPI của thế giới.
43
hưởng mạnh đến tỷ lệ lạm phát và ảnh hưởng đến an sinh xã hội, đồng thời gây khó
khăn trong việc thực hiện chính sách tiền tệ độc lập cũng như việc thực hiện chính
sách lạm phát mục tiêu trong tương lai.
Tuy nhiên, hệ số của α3 và β3 âm, khác so với kỳ vọng (dự kiến là dương).
Theo như lý thuyết, chúng ta sử dụng GDP để đại diện cho nhu cầu trong nước về
hàng hóa nhập khẩu, khi GDP tăng thì nhu cầu nhập khẩu tăng và dẫn đến giá nhập
khẩu tăng. Nhưng thực tế có một chút khác biệt. Ta xuất phát từ công thức tính
GDP, theo phương pháp chi tiêu, tổng sản phẩm quốc nội được xem như là tổng chi
tiêu cho hàng hóa và dịch vụ cuối cùng hàng năm có công thức tính như sau:
Tổng sản phẩm quốc nội (GDP) = Tiêu dùng của công chúng (C) + Chi tiêu của
Chính Phủ (G) + Tổng đầu tư (I) + Xuất khẩu (X) – Nhập khẩu (M)
Trong đó, chi tiêu công không thay đổi nhiều khi tình hình chính trị - xã hội
không có nhiều thay đổi, một phần gia tăng do chi cho quốc phòng, luật pháp,
đường xá, giáo dục, y tế, ... Tiêu dùng của công chúng phụ thuộc vào thu nhập thực
tế, thu nhập tăng thì chi tiêu rộng rãi hơn và ngược lại. Nhưng theo thực trạng hiện
nay, tiền lương tăng mà thu nhập thực tế càng ngày càng giảm, như vậy nhu cầu gia
tăng nhập khẩu xuất phát từ tiêu dùng của công chúng là không có. Tiếp theo là
xuất khẩu và nhập khẩu thì có thể kiểm soát được bằng chính sách thuế, tuy Chính
phủ có giảm thuế nhập khẩu nhưng nhu cầu nhập khẩu vẫn không tăng nhiều do hạn
chế về vốn…Và cuối cùng, chìa khóa để tăng trưởng GDP chính là tổng đầu tư. Nó
bao gồm các khoản chi tiêu của doanh nghiệp về trang thiết bị và nhà xưởng hay sự
xây dựng, mua nhà mới của hộ gia đình, nhưng lưu ý hàng hóa tồn kho khi được
đưa vào kho mà chưa đem đi bán thì vẫn được tính vào GDP.
Trên thực tế tính đến thời điểm tháng 10-2012, cả nước có trên 47,000 doanh
nghiệp phá sản hoặc ngừng sản xuất kinh doanh, sản xuất kinh doanh dịch vụ phát
triển chậm và không bền vững. Tình trạng tắc nghẽn tín dụng, dẫn đến sự sụt giảm
khá mạnh về vốn đầu tư xã hội, gây nên sự suy yếu về tổng cầu của nền kinh tế.
Một trong những nguyên nhân trực tiếp quan trọng dẫn đến tình trạng suy yếu tổng
cầu là lượng hàng tồn kho công nghiệp, đặc biệt là hàng tồn kho trong các lĩnh vực
44
sản xuất có liên quan đến xây dựng - bất động sản,... đang tăng cao. Một số ngành
có tỷ lệ tồn kho tăng cao như nhựa (56.5%), phân bón (55.1%), xi măng (53.1%),
may mặc (48.3), sắt, thép, gang (38.8%), ô tô - xe máy (37%). Đặc biệt, tình trạng
thị trường bất động sản “đóng băng” kéo dài đến tháng 12-2012, khiến trên 16,000
căn hộ cao cấp và hàng chục nghìn căn hộ khác tồn đọng,…
Như vậy, GDP ở Việt Nam gia tăng (ngụ ý thu nhập gia tăng) không thể hiện
một sự gia tăng trong nhu cầu và chi tiêu cho hàng hóa nhập khẩu mà chủ yếu là gia
tăng trong hàng tồn kho ở nhiều lĩnh vực. Các yếu tố tác động thuận lợi đến gia tăng
nhập khẩu tuy có, nhưng không nhiều và không đủ mạnh để lấn át các tác động tiêu
cực. Nguyên nhân chính là do vốn hấp thụ trong sản xuất kinh doanh thấp, hàng hóa
ứ đọng, sản phẩm không lưu thông ra thị trường nên các doanh nghiệp không thể
mở rộng sản xuất kinh doanh, không đủ vốn để nhập khẩu vật tư, nguyên liệu.
Nhiều doanh nghiệp phá sản và ngừng hoạt động, trong khi các doanh nghiệp mới
thành lập chưa đủ vốn và công nghệ để đầu tư chiều sâu, mở rộng sản xuất kinh
doanh. Tuy nhiên, mối quan hệ nghịch biến giữa GDP và giá nhập khẩu có thể thay
đổi trong tương lai, khi tình hình hàng tồn kho được cải thiện.
4.1.2. Tác động trong ngắn hạn (Hồi quy theo mô hình ECM)
Bảng 4.5 và 4.6 thể hiện kết quả hồi quy trong ngắn hạn của phương trình (6)
tương ứng khi sử dụng chỉ số PPI và CPI của Mỹ, kết quả ước lượng của phương
trình (7) được trình bày trong bảng 4.7.
Bảng 4.5. Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Prob
D(PM(-1)) 0.450522 0.236617 1.904019 0.0672
D(PM(-2)) 0.693774 0.234779 2.955001 0.0063
D(ER(-1)) -3.422062 0.846288 -4.043613 0.0004
D(ER(-3)) -1.669435 0.740488 -2.254507 0.0322
D(PPI(-2)) -1.324047 0.500236 -2.646843 0.0132
R-squared
Adjusted R-squared
Durbin-Watson stat
Prob (F-stat)
0.726737
0.560828
1.967981
0.000281
45
Bảng 4.6. Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Prob
D(ER(-1)) -1.439479 0.770705 -1.867742 0.0723
D(CPIUS(-1)) 6.452263 2.193729 2.941231 0.0065
R-squared
Adjusted R-squared
Durbin-Watson stat
Prob (F-stat)
0.640654
0.422480
1.873397
0.005613
Bảng 4.7. Tác động truyền dẫn của tỷ giá vào giá nhập khẩu trong ngắn hạn
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t Prob
D(PM(-2)) 0.557466 0.203153 2.744067 0.0105
D(NEER(-2)) -0.625513 0.350522 -1.784520 0.0852
D(NEER(-3)) -0.676585 0.330701 -2.045913 0.0503
D(NEER(-4)) -0.545038 0.294743 -1.849198 0.0750
D(GDP(-1)) -2.962212 1.276862 -2.319916 0.0279
D(GDP(-2)) -4.358218 1.280014 -3.404821 0.0020
D(GDP(-3)) -2.881957 1.289566 -2.234826 0.0336
D(CPI(-1)) 11.30476 2.521834 4.482754 0.0001
R-squared
Adjusted R-squared
Durbin-Watson stat
Prob (F-stat)
0.710337
0.534471
2.040941
0.000545
Lưu ý rằng bài nghiên cứu chỉ trình bày những hệ số có ý nghĩa thống kê,
những kiểm định về phương sai thay đổi (ARCH), hiện tượng tương quan chuỗi
(kiểm định BG), cũng như kiểm định tính dừng của phần dư được trình bày trong
phần phụ lục (bảng 4.8, hình 4.4, hình 4.5).
Các kiểm định cho thấy mô hình là hợp lý để phân tích. Kết quả cho thấy
rằng, tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương và tỷ giá có hiệu lực danh nghĩa có
quan hệ nghịch biến với chỉ số giá nhập khẩu trong ngắn hạn (đa số là có ý nghĩa
thống kê ở mức 10%). Khi sử dụng tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương, thể
hiện một sự truyền dẫn nghịch biến hoàn toàn, tuy nhiên khi sử dụng NEER thì tác
động này là không hoàn toàn. Điều này có thể giải thích dựa trên kỳ vọng của các
46
doanh nghiệp về biến động tỷ giá là tạm thời nên ERPT sẽ thấp hơn, và một phần là
do “hiệu ứng trễ”. Hệ số biến chi phí của nhà xuất khẩu (được đại diện bởi PPI/ CPI
của Mỹ, CPI thế giới) trong ngắn hạn mang dấu dương, phù hợp với lý thuyết cũng
như những tác động trong dài hạn, thể hiện một sự gia tăng trong giá nhập khẩu khi
chi phí sản xuất hàng nhập khẩu tăng. Nhu cầu trong nước và giá nhập khẩu vẫn có
quan hệ nghịch biến trong ngắn hạn.
4.2. Kết quả mô hình nghiên cứu mở rộng
Bài nghiên cứu sử dụng SSPACE (State space) trong Eviews để ước lượng
độ co giãn của ERPT theo chuỗi thời gian mẫu. Eviews cung cấp một loạt các công
cụ kỹ thuật, như lọc dữ liệu, làm trơn dữ liệu, và các công cụ dự báo khác làm việc
với các hệ thống động.
Một loạt các mô hình chuỗi thời gian, bao gồm cả mô hình hồi quy tuyến
tính cổ điển và các mô hình ARIMA, có thể được viết và ước tính như là những
trường hợp đặc biệt của một sspace. Các mô hình sspace đã được áp dụng trong các
nghiên cứu kinh tế lượng để mô hình hóa những đặc điểm không quan sát được như
(lý trí) kỳ vọng, sai số đo lường, thiếu mẫu quan sát, thu nhập thường xuyên, các
thành phần không quan sát được (chu kỳ và xu hướng). Cuộc khảo sát các ứng dụng
của mô hình sspace trong kinh tế lượng có thể được tìm thấy trong Hamilton (1994,
chương 13; 1994b) và Harvey (1989, chương 3, 4).
Một hệ thống động ở dạng sspace có hai lợi ích chính. Đầu tiên, sspace cho
phép các biến không quan sát được (được gọi là các biến trạng thái) được kết hợp
và ước tính cùng với các mô hình có thể quan sát. Thứ hai, các mô hình sspace có
thể được phân tích bằng cách sử dụng một thuật toán truy hồi mạnh mẽ được gọi là
bộ lọc Kalman (Bucy). Thuật toán bộ lọc Kalman được sử dụng để tính toán chính
xác, dự báo khi mẫu hữu hạn cho mô hình ARMA Gauxơ (Gaussian), các mô hình
ARMA đa biến (vectơ), MIMIC, mô hình Markov chuyển đổi, và mô hình hệ số
(ngẫu nhiên) thời gian khác nhau. Vì vậy, chúng ta sử dụng sspace để ước lượng
truy hồi ERPT vào giá nhập khẩu dọc theo chuỗi thời gian quan sát khi sử dụng chỉ
số PPI của Mỹ đại diện cho chi phí của nhà xuất khẩu (hình 4.6).
47
Nhìn vào hình 4.6, chúng ta thấy rằng ERPT trong ngắn hạn liên tục biến
động theo thời gian (ERPT thấp nhất vào quý 4/2004) khác với sự truyền dẫn hoàn
toàn cân bằng trong dài hạn và có xu hướng đang gia tăng. Bài nghiên cứu sử dụng
những ước lượng truy hồi này của ERPT và giá trị có độ trễ một quý của những
biến kinh tế vi mô, vĩ mô đã mô tả ở trên để kiểm tra vai trò của những biến này lên
sự thay đổi của ERPT theo thời gian.
Hình 4.6. Ước lượng truy hồi ERPT vào giá nhập khẩu Việt Nam
Bảng 4.9. Tác động của các yếu tố kinh tế vi mô và vĩ mô đến ERPT
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t P – value
C 35.66186 6.176632 5.773675 0.0000
FX(-1) -12.88426 15.02885 -0.857302 0.3960
ID(-1) 0.295205 0.046534 6.343874 0.0000
INFLATION(-1) 10.29789 10.71928 0.960688 0.3421
OPENNESS(-1) -2.714803 0.501851 -5.409576 0.0000
OUTPUT GAP(-1) 61.07195 12.08978 5.051534 0.0000
WEATH(-1) 13.61790 2.357327 5.776840 0.0000
R-squared 0.737342 Mean dependent var -0.098945
Adjusted R-squared 0.700692 S.D. dependent var 0.579385
S.E. of regression 0.316976 Akaike info criterion 0.669194
Sum squared resid 4.320366 Schwarz criterion 0.936877
Log likelihood -9.729852 Hannan-Quinn criter. 0.771129
F-statistic 20.11851 Durbin-Watson stat 1.117966
Prob(F-statistic) 0.000000
-1.6
-1.2
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
ERPTERPT
48
Kết quả ước lượng tác động của những biến kinh tế vi mô, vĩ mô lên độ co
giãn của ERPT vào giá nhập khẩu được trình bày trong bảng 4.9. Chúng ta sử dụng
phương pháp OLS để ước lượng cho chuỗi dữ liệu không dừng, nhưng có mối quan
hệ trong dài hạn (chứng minh trong phần kiểm định đồng liên kết), sau đó thực hiện
kiểm tra tính dừng của phần dư để xem kết quả có là hồi quy giả mạo hay không.
Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi (ARCH) và sự tương quan
chuỗi của mô hình cho thấy không có tác động ARCH và không có sự tương quan
chuỗi trong mô hình, mức ý nghĩa 1% (Bảng 4.10).
Bảng 4.10. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 2.553291 Prob. F(4,41) 0.0532
Obs*R-squared 9.173532 Prob. Chi-Square(4) 0.0569
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test
F-statistic 2.808421 Prob. F(4,39) 0.0385
Obs*R-squared 11.18143 Prob. Chi-Square(4) 0.0246
Sau khi kiểm định tính dừng (KPSS = 0.075018 < giá trị tới hạn = 0.739000)
cũng như sự phân phối chuẩn của phần dư, chúng ta thấy rằng kết quả hồi quy là
hợp lý, tồn tại mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các biến. Đồng thời, giá trị
thống kê Durbin-Watson lớn hơn 1 nên đây là một ước lượng hiệu quả. Bây giờ,
chúng ta xét đến hệ số của những biến kinh tế vi mô và vĩ mô (Hình 4.7 và Bảng
4.11).
Bảng 4.11. Kiểm định tính dừng của phần dư
Viet Nam
KPSS
stat.levels
One percent
critical
value
Null hypothesis: variable is stationary
Resid 0.075018 0.739000
49
Hình 4.7. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Tập trung vào ERPT của chỉ số giá nhập khẩu, chúng ta thấy rằng biến động
tỷ giá hối đoái có tác động tiêu cực (nghịch biến) lên độ co giãn ERPT. Phát hiện
này có vẻ như phù hợp với lập luận của Froot và Klemperer (1989) cho rằng biến
động tỷ giá hối đoái tạm thời càng cao được kết hợp với ERPT càng thấp (tức là
quan hệ phủ định) trong một môi trường cạnh tranh cao, bởi vì những nhà xuất khẩu
đã chuẩn bị để nắm bắt biến động tạo cơ hội làm tăng giá hoặc gia tăng thị phần.
Tuy nhiên, hệ số ước lượng của biến này lại không có ý nghĩa thống kê trong dài
hạn ở Việt Nam.
Hệ số của biến ID (đại diện cho mức độ phụ thuộc vào nhập khẩu) là
0.295205, có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả ước lượng này phù hợp với lập
luận của Dornbusch hàm ý ERPT lớn hơn trong những nền kinh tế nhỏ và phụ thuộc
vào nhập khẩu nhiều. Đối với Việt Nam, hệ số này nhỏ có lẽ là do nước ta không
phụ thuộc vào bất kỳ một đối tác thương mại nào quá nhiều, các hoạt động thương
mại, xuất – nhập khẩu được thực hiện với nhiều bạn hàng trên thế giới.
Tác động của lạm phát đến ERPT vào giá nhập khẩu của Việt Nam không có
ý nghĩa thống kê trong dài hạn, tuy nhiên, chúng ta cũng xem xét đến hệ số của nó.
Hệ số dương ngụ ý rằng cơ quan tiền tệ không đáng tin cậy dẫn đến mức độ/biến
động cao của lạm phát, vì vậy dẫn đến ERPT cao đến giá trong nước (tham khảo
Taylor, 2000; Choudhri và Hakura, 2006).
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
-0.6 -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4 0.6
Series: ResidualsSample 2000Q2 2012Q3Observations 50
Mean -5.66e-16Median 0.031196Maximum 0.629780Minimum -0.594145Std. Dev. 0.296936Skewness -0.007285Kurtosis 2.151210
Jarque-Bera 1.501369Probability 0.472043
Residual
Độ lệch chuẩn 0.296936
Hệ số bất đối xứng -0.007285
Độ lồi (Kurtosis) 2.151210
Jarque-Bera 1.501369
Prob 0.472043
50
Theo lý thuyết, mức độ hội nhập thương mại vừa có tác động làm tăng hay
giảm mức độ của ERPT. Trong mô hình ước lượng của Việt Nam, thì hội nhập
nhiều hơn càng làm giảm ERPT (hệ số là -2.714803, có ý nghĩa ở mức 1%) có
nguyên nhân là do sự cạnh tranh nhiều hơn.
Một kiến thức phổ biến là các nước nghèo có quyền định giá ít hơn và vì
vậy, ERPT vào giá nhập khẩu cao hơn so với các nước giàu (giả định các yếu tố
khác không thay đổi), điều này đại diện cho một ví dụ của hành vi phân biệt giá
(hay Pricing to market - PTM). Hệ số của biến Weath (đại diện cho mức độ giàu có
của một quốc gia) là 13.61790, có ý nghĩa thống kê ở mức 1% nhưng trái với lý
thuyết.
Từ năm 2002 đến 2006, dữ liệu cho thấy nước ta có Output gap âm, và trong
những năm khác, lỗ hổng sản lượng vẫn âm. Output gap âm ngụ ý rằng nền kinh tế
còn nhiều rào cản chưa thể phát triển hết tiềm năng và do đó, nhu cầu trong nước
hạn chế, trong bối cảnh này, ERPT cao có thể được quan sát thấy. Lỗ hổng sản
lượng càng lớn có thể đại diện cho một cơ hội khuyến khích các doanh nghiệp nước
ngoài để giảm bớt ERPT, vì vậy thể hiện một mối quan hệ nghịch biến theo lý
thuyết. Tuy nhiên, ước lượng hồi quy cho thấy hệ số này là dương đáng kể và có ý
nghĩa thống kê nhưng trái với lý thuyết.
Như vậy, khi ta xem xét tác động của những yếu tố kinh tế vi mô, vĩ mô lên
sự thay đổi của ERPT theo thời gian thì chỉ có hai nhân tố có ảnh hưởng đến ERPT
phù hợp với lý thuyết cũng như có ý nghĩa thống kê đó là mức độ phụ thuộc vào
nhập khẩu và sự hội nhập của nền kinh tế. Khi kết hợp tác động của hai nhân tố này
với nhau ta nhận thấy có một sự sụt giảm của ERPT theo thời gian khi nước ta ngày
càng hội nhập và sản xuất phát triển, hàng hóa thay thế trong nước đa dạng hơn,
chất lượng được cải thiện, đồng thời, ERPT giảm khi mức độ cạnh tranh tăng bởi vì
điều này làm giảm khả năng các công ty hấp thụ những cú sốc chi phí do tỷ giá hối
đoái gây ra bằng cách điều chỉnh lợi nhuận thay vì thay đổi giá. Như vậy có thể nói
ERPT vào giá nhập khẩu của Việt Nam là một hiện tượng vi mô.
51
4.3. Sự truyền dẫn bất cân xứng
Bài nghiên cứu xem xét có sự truyền dẫn bất cân xứng trong dài hạn hay
không bằng cách sử dụng mô hình ECM với thông số độ trễ là 4 quý. Kết quả kiểm
định đồng liên kết Johansen (bảng 4.12) cho thấy có ba mối quan hệ đồng liên kết
trong dài hạn ở mức ý nghĩa 5% để ước lượng mô hình ECM. Kết quả ước lượng
phương trình (12) được trình bày ở bảng 4.13.
Bảng 4.12. Kết quả kiểm định đồng liên kết, độ trễ 1 – 4
Mối quan hệ
đồng liên kết
giả định
Trị riêng
(Eigen value)
Thống kê
Trace
Giá trị tới
hạn 5% P-value
Không * 0.762008 129.7262 69.81889 0.0000
Tối đa 1* 0.509271 63.69234 47.85613 0.0008
Tối đa 2* 0.309768 30.94659 29.79707 0.0367
Tối đa 3 0.233858 13.89315 15.49471 0.0859
Tối đa 4 0.035009 1.639289 3.841466 0.2004
Bảng 4.13. Kết quả ước lượng phương trình (10) – Hệ số cân bằng trong dài hạn
Biến Hệ số Độ lệch chuẩn Thống kê t
NEER 0.779592 0.16964 -4.59553
NEER*DUMMY - 0.029631 0.00675 4.39106
CPIW
1.429462 1.58140 -0.90392
GDP - 0.161993 0.77280 0.20962
ECT t-1 - 0.810911 0.19159 -4.23256
R-squared 0.781277
Adjusted R-squared 0.589894
Durbin-Watson 1.843094
Prob (F – stat) 0.0003
Kết quả kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi (ARCH) và sự tương quan
chuỗi của mô hình ECM cho thấy không có tác động ARCH và không có sự tương
quan chuỗi trong mô hình (Bảng 4.14). Đồng thời, kiểm định tính dừng KBSS cho
thấy phần dư của mô hình hồi quy dừng ở chuỗi giá trị gốc (KBSS = 0.092842 < giá
trị tới hạn = 0.463000) với mức ý nghĩa 5%.
52
Bảng 4.14. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 1.760062 Prob. F(4,37) 0.1577
Obs*R-squared 6.714094 Prob. Chi-Square(4) 0.1518
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test
F-statistic 0.574445 Prob. F(4,20) 0.6844
Obs*R-squared 4.740290 Prob. Chi-Square(4) 0.3150
Hình 4.8. Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư
Ta thấy hệ số của NEER*DUMMY (nghĩa là 2) âm có ý nghĩa là ảnh
hưởng của việc tỷ giá hối đoái có hiệu lực danh nghĩa giảm (đồng nội tệ tăng giá)
lên giá nhập khẩu lớn hơn việc tỷ giá tăng, chứng tỏ có sự truyền dẫn bất cân xứng
trong dài hạn. Nguyên nhân có thể là do sự gia tăng trong tự do hóa thương mại,
giảm thuế và các hạn chế số lượng. Khi đồng tiền của nhà xuất khẩu giảm giá, hàng
xuất khẩu trở nên rẻ hơn tại các thị trường Việt Nam, điều này có thể tạo ra một sự
khuyến khích cho các nhà xuất khẩu duy trì giá xuất khẩu, hoặc trong một số trường
hợp, giảm giá đồng tiền của họ và khuyếch đại tác động của việc giảm giá này (để
chiếm được thị phần), dẫn đến một ERPT cao hơn (tham khảo Pollard và Coughlin
2003, Madhavi 2002). Tuy giá trị của nó không lớn lắm (-0.029631), nhưng vẫn có
ảnh hưởng quan trọng. Hệ số điều chỉnh sai số có độ lớn là 0.810911, mang dấu âm
và có nghĩa thống kê ở mức 1% cho thấy tốc độ điều chỉnh về mức cân bằng là
81.09% một quý.
0
2
4
6
8
10
12
-0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04 0.06
Series: ResidualsSample 2001Q2 2012Q3Observations 46
Mean -1.13e-17Median 0.000544Maximum 0.054122Minimum -0.065612Std. Dev. 0.024184Skewness -0.258454Kurtosis 3.352045
Jarque-Bera 0.749665Probability 0.687404
Residual
Độ lệch chuẩn 0.024184
Hệ số bất đối xứng -0.258454
Độ lồi (Kurtosis) 3.352045
Jarque-Bera 0.749665
Prob 0.687404
53
5. KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu này đã ước tính độ co giãn ERPT vào giá nhập khẩu cho Việt
Nam, sau khi nước ta đã lựa chọn một hệ thống tỷ giá hối đoái linh hoạt hơn kể từ
sau khủng hoảng tiền tệ 1997-1998. Chúng ta xem xét ERPT theo hai loại tỷ giá,
tức là tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương trên một đơn vị Đôla Mỹ (USD), và
tỷ giá hối đoái có hiệu lực danh nghĩa (NEER). Bài viết này cũng kiểm tra các tác
động của ERPT theo thời gian và tác động có thể có của các biến kinh tế vi mô, vĩ
mô lên những thay đổi trong ERPT. Đồng thời cũng xem xét là liệu có hay không
sự truyền dẫn bất cân xứng của tỷ giá vào chỉ số giá nhập khẩu của Việt Nam.
Kết quả kiểm định cho thấy sự chuyển dịch từ tỷ giá hối đoái đến chỉ số giá
nhập khẩu là hoàn toàn trong dài hạn, đây là phù hợp với những nghiên cứu trước
đó đã cho rằng ERPT có xu hướng lớn hơn trong nền kinh tế có thu nhập thấp,
tương đối nhỏ và mức độ hội nhập toàn cầu cao với tỷ trọng nhập khẩu lớn, sự thay
thế của hàng hóa trong nước còn hạn chế. Kết quả ước lượng cũng cho thấy tác
động của chi phí sản xuất của nhà xuất khẩu nước ngoài cũng được chuyển dịch
hoàn toàn vào chỉ số giá nhập khẩu trong dài hạn. Bài viết cũng phát hiện rằng có sự
chuyển dịch bất cân xứng khi có sự biến động tăng và giảm trong tỷ giá hối đoái,
tuy tác động này không đáng kể nhưng vẫn có ý nghĩa quan trọng. Đồng thời, khi
chúng ta kết hợp các yếu tố kinh tế vi mô và vĩ mô vào phương trình hồi quy với
mức độ của ERPT theo thời gian là biến phụ thuộc, kết quả cho thấy rằng có sự
giảm sút trong ERPT do sự gia tăng trong mức độ hội nhập thương mại và ít phụ
thuộc vào nhập khẩu hơn. Kết quả trên đây là nguồn thông tin hữu ích giúp cho các
nhà hoạch định chính sách tiền tệ trong quyết định điều hành tỷ giá và kiểm soát
lạm phát.
Tuy nhiên, bài viết có một số hạn chế. Thứ nhất, do số lượng quan sát ít
(khoảng 50 quan sát cho mỗi biến) nên độ vững mạnh của kết quả vẫn chưa cao.
Thứ hai, chưa nghiên cứu ERPT vào chỉ số giá nhập khẩu ở các sản phẩm khác
nhau mà chỉ nghiên cứu ở mức độ chỉ số giá nhập khẩu tổng hợp. Thứ ba, bài viết
đồng thời cũng chưa đánh giá độ lớn của ERPT khi thay đổi thành phần sản phẩm
54
nhập khẩu, vì đây là một yếu tố quan trọng giải thích sự khác nhau trong mức độ
ERPT theo thời gian. Cuối cùng, các yếu tố như chi phí vận chuyển và hàng rào
thuế quan chưa được xét đến do khó khăn trong việc tìm số liệu. Bên cạnh đó là
lượng hàng nhập lậu không qua con đường chính thức ở Việt Nam rất lớn nhưng
không được tính vào chỉ số giá nhập khẩu có thể ảnh hưởng đến mức chính xác của
số liệu về chỉ số giá nhập khẩu, và qua đó làm ảnh hưởng đến kết quả mô hình.
Với kết quả của bài nghiên cứu, giai đoạn tiếp theo của nghiên cứu về truyền
dẫn của tỷ giá hối đoái, đặc biệt là trong bối cảnh các nền kinh tế châu Á cần phải
chú ý nhiều hơn đến tác động của các chế độ tỷ giá khác nhau lên mức độ của
ERPT.
6. MỘT SỐ KHUYẾN NGHỊ TRONG VIỆC LỰA CHỌN CHẾ ĐỘ TỶ GIÁ
Ở VIỆT NAM
Về nguyên lý, tỷ giá hối đoái thay đổi sẽ làm thay đổi mức giá tương đối của
hàng hoá và dịch vụ tính bằng nội tệ và ngoại tệ, nên tỷ giá sẽ có ảnh hưởng nhất
định đến xuất - nhập khẩu. Tuy nhiên, do tỷ giá có tác động không chỉ đến xuất -
nhập khẩu mà nó có tác động đến lạm phát và ổn định thị trường tài chính. Chính vì
vậy, tỷ giá là một công cụ quản lý vĩ mô rất quan trọng của Chính phủ, và khi sử
dụng công cụ này trong quản lý vĩ mô, có hai vấn đề quan trọng mà các nhà hoạch
định chính sách đều phải xem xét khi quyết định cơ chế điều hành tỷ giá đó là ảnh
hưởng của tỷ giá đến ổn định vĩ mô và ảnh hưởng của tỷ giá đến xuất - nhập khẩu.
Từ thực tế, việc điều hành tỷ giá nhằm thúc đẩy xuất khẩu và hạn chế nhập
khẩu là vấn đề mang tính trung hạn. Về mặt lý thuyết, cơ chế tỷ giá có thể tác động
đến xuất - nhập khẩu qua 3 kênh. Thứ nhất, chính sách tỷ giá có thể tác động trực
tiếp đến các dòng thương mại, từ đó dẫn đến áp lực phải can thiệp bằng các chính
sách thương mại như trợ giá hoặc thuế quan. Kênh thứ hai là thông qua tác động
chung của chính sách tỷ giá đến cán cân thanh toán nói chung. Kênh cuối cùng là
thông qua tác động gián tiếp của chính sách tỷ giá đến tăng trưởng và lạm phát
trong nước.
55
Gần đây, ngày càng xuất hiện nhiều những nỗ lực nghiên cứu về cơ chế tỷ
giá của Việt Nam. Đáng kể nhất trong số đó là các nghiên cứu của Võ Trí Thành và
cộng sự (2000), Ohno (2003), Nguyễn Trần Phúc và Nguyễn Đức Thọ (2009). Các
nghiên cứu này đều chỉ ra rằng cơ chế tỷ giá của Việt Nam, một mặt cần được duy
trì ổn định, nhưng mặt khác nên linh động hơn nữa theo tín hiệu thị trường. Võ Trí
Thành và cộng sự (2000) đề xuất Việt Nam nên theo cơ chế neo tỷ giá theo rổ tiền
tệ với biên độ điều chỉnh dần (Band-Basket-Crawling), còn Ohno (2003) đề xuất
Việt Nam nên theo cơ chế neo tỷ giá có điều chỉnh (crawling peg). Trên thực tế,
trong những năm vừa qua Việt Nam đã theo đuổi cơ chế neo tỷ giá có điều chỉnh
như đề xuất của hai nghiên cứu trên.15
Nhưng hai nghiên cứu gần đây của Nguyễn
Trần Phúc và Nguyễn Đức Thọ (2009), Nguyễn Trần Phúc (2009) lại chỉ ra rằng cơ
chế neo tỷ giá có điều chỉnh này không hoạt động hiệu quả, gây ra các bất ổn cho
thị trường tài chính, không những thế, nó còn ngăn cản sự phát triển của thị trường
ngoại hối của Việt Nam.
Cơ chế tỷ giá hiện nay không giúp cho Việt Nam kiềm chế lạm phát và cũng
như không giúp hạn chế nhập siêu, vì vậy Việt Nam hiện tại đang đứng giữa hai lựa
chọn: quay trở lại cơ chế neo tỷ giá như các giai đoạn hậu bất ổn kinh tế như trước
đây hay chuyển đổi mạnh sang cơ chế tỷ giá thả nổi. Trong thời điểm hiện tại, thả
nổi hoàn toàn không phải là một lựa chọn tốt của Việt Nam vì độ mở của nền kinh
tế Việt Nam rất cao trong khi hệ thống tài chính lại chưa hoàn chỉnh. Những biến
động quá mức và quá nhanh của tỷ giá, đặc biệt là việc “nhập khẩu” lạm phát và các
biến động tiêu cực của thị trường thế giới có thể làm gián đoạn các hoạt động kinh
tế trong nước, gây thiệt hại lớn cho khu vực thương mại và gián tiếp cho khu vực
phi thương mại thông qua những liên kết giữa các khu vực này. Những biến động
này sẽ làm ảnh hưởng đến sự ổn định của cán cân thanh toán, sự ổn định về tài
15 Cơ chế tỷ giá của Việt Nam đến tháng 4/2008 được IMF xếp vào nhóm Neo cố định. Tuy nhiên, nếu xét
một quá trình thì nên được xếp vào nhóm Neo tỷ giá có điều chỉnh (tỷ giá được điều chỉnh với một mức độ
rất nhỏ xoay quanh một mức ngang giá đã ấn định trước, các ngang giá này được điều chỉnh dần và mỗi lần
điều chỉnh với một lượng nhỏ, thường là có thông báo trước).
56
chính cũng như tăng trưởng của nền kinh tế. Trong bối cảnh thế giới gần đây có
nhiều biến động, theo nghiên cứu của Nguyễn Thị Thu Hằng và cộng sự (2010)
khuyến nghị rằng nhanh chóng dịch chuyển sang cơ chế tỷ giá thả nổi có quản lý là
lựa chọn khôn ngoan cho Việt Nam trong thời gian tới. Việt Nam đã hội tụ đủ một
số các điều kiện quan trọng như giá cả của hầu hết các loại hàng hóa đã vận hành
theo cơ chế thị trường, và tuy có độ mở của nền kinh tế lớn nhưng Việt Nam không
phụ thuộc quá nhiều vào một đối tác thương mại nào. Để chính sách tỷ giá thả nổi
có quản lý thực sự phát huy tác dụng, làm nâng uy tín của VND, thì Việt Nam cần
phải chuẩn bị thêm một số điều kiện khác như (i) xây dựng một NHNN hoạt động
tương đối độc lập16,17
có nhiệm vụ chính là kiểm soát lạm phát theo mục tiêu, kiểm
soát cung tiền và áp dụng một số biện pháp thuế quan ở mức hợp lý nhằm giảm áp
lực giảm giá VND, (ii) xây dựng thị trường ngoại hối hiện đại sao cho có nhiều sản
phẩm phái sinh liên quan đến ngoại hối có tác dụng phòng ngừa và chia sẻ rủi ro
cho nền kinh tế và hấp dẫn được nhiều tác nhân kinh tế tham gia. Xây dựng NHNN
độc lập và thị trường ngoại hối hiện đại là những nhiệm vụ tuy có tính trung hạn
nhưng không thể không bắt đầu ngay để chuyển sang chế độ tỷ giá mới hiệu quả
hơn. Trên thị trường ngoại hối, niềm tin và tâm lí rất quan trọng cho việc ổn định tỷ
giá. Vì thế, NHNN nên công khai thường kỳ chính sách điều chỉnh tỷ giá của mình
cho công chúng và những nhà đầu tư, tăng cường hơn nữa tính minh bạch trong
điều hành tỷ giá. Đồng thời điều chỉnh tỷ giá phải đi kèm với việc kiểm soát lạm
phát, nếu không sẽ sa vào vòng xoáy điều chỉnh tỷ giá - lạm phát - điều chỉnh tỷ giá,
không những không có tác dụng mà còn có hại cho nền kinh tế. Tuy nhiên, trong
16
Tính độc lập tương đối của NHNN bao gồm:
- Độc lập về luật pháp: NHNN cần có địa vị pháp lí rõ ràng trong mối quan hệ với Chính phủ và Quốc hội.
- Độc lập về mục tiêu: NHNN có toàn quyền quyết định các mục tiêu chính sách của mình: kiểm soát lạm
phát, kiểm soát cung tiền, hay ổn định tỷ giá. Các mục tiêu này thường được NHNN công bố công khai và
được theo đuổi một cách nhất quán.
- Độc lập về sử dụng công cụ: NHNN được toàn quyền lựa chọn các công cụ phù hợp để đạt được mục tiêu
chính sách của mình.
- Độc lập về quản lí: NHNN được độc lập trong việc lựa chọn nhân sự và tổ chức bộ máy hành chính của
mình mà không chịu sự chi phối của Chính phủ.
17 Những công cụ hiện đại của một NHNN độc lập như liệt kê trong phần phụ lục.
57
quá trình chuẩn bị các điều kiện còn thiếu, trong ngắn hạn, NHNN cũng cần có
những biện pháp nhằm giảm bớt những hạn chế của cơ chế điều hành tỷ giá hiện tại.
Bảng 6.1. Cơ chế tỷ giá của Việt Nam, giai đoạn 1999 - 2009
Thời gian Cơ chế áp dụng Đặc điểm chế độ tỷ giá thực tế
1999 - 2000 Cơ chế neo tỷ
giá cố định
(conventional
fixed peg
arrangement)
- OER công bố là tỷ giá liên ngân hàng trung bình
ngày làm việc hôm trước.
- Biên độ tỷ giá tại các ngân hàng thương mại
giảm xuống không quá 0.1%.
- OER được giữ ổn định ở mức 14,000 VND/USD.
2001 - 2007
Cơ chế neo tỷ
giá có điều
chỉnh (crawling
peg)
- OER được điều chỉnh dần từ mức 14,000
VND/USD năm 2001 lên 16,100 VND/USD năm
2007.
- Biên độ tỷ giá tại các ngân hàng thương mại
được điều chỉnh lên mức +/-0,25% (từ 01/07/2002
đến 31/12/2006) và +/-0,5% năm 2007.
2008 - 2009
Neo tỷ giá với
biên độ được
điều chỉnh
(crawling bands)
- OER được điều chỉnh dần lên 16.500 VND/USD
(06/2008 đến 12/2008), 17.000 VND/USD
(01/2009 đến 11/2009), 17.940 VND/USD
(12/2009 đến 01/2010), 18.544 VND/USD năm
2010.
- Biên độ tỷ giá tại các ngân hàng thương mại
được điều chỉnh nhiều lần lên mức +/-0,75% (từ
23/12/2007 đến 09/03/2008), +/-1% (10/03/2008
đến 25/06/2008), +/-2% (26/05/2008 đến
05/11/2008), +/-3% (06/11/2008 đến 23/03/2009),
+/-5% (24/03/2009 đến 25/11/2009), và +/-3%
(26/11/2009 đến năm 2010).
Ghi chú: Tỷ giá chính thức được thống nhất (OER)
Hiện tại Việt Nam chưa hội đủ hết các điều kiện để chế độ tỷ giá thả nổi có
quản lí phát huy được tác dụng. Việt Nam có thể vẫn cần điều chỉnh tỷ giá theo
hướng làm đồng nội tệ yếu đi để khuyến khích xuất khẩu và hạn chế nhập khẩu.
Tuy nhiên, kiểm nghiệm hệ số co giãn cầu xuất nhập khẩu Việt Nam (hệ số co giãn
đã có những thay đổi đáng kể và tiến gần đến 1) có thể rút ra kết luận việc giảm giá
58
đồng nội tệ với điều kiện hiện tại của Việt Nam trong ngắn hạn, có thể sẽ không cải
thiện đáng kể cán cân thương mại. Nhưng nếu chính sách tỷ giá được thực hiện với
sự hỗ trợ từ các chính sách vĩ mô khác để tái cơ cấu nền kinh tế và tái cơ cấu lại
hoạt động xuất nhập khẩu trong dài hạn thì sẽ có thể cải thiện được cán cân thương
mại. Các biện pháp can thiệp khác như hàng rào thuế quan, hàng rào kĩ thuật, kiểm
soát các dòng ngoại tệ, sử dụng hiệu quả quỹ dự trữ ngoại hối v.v… vẫn cần tiếp tục
sử dụng ở mức độ hợp lí để giảm bớt sức ép phá giá đồng nội tệ.
Đồng thời, trong dài hạn mức truyền dẫn tỷ giá đến chỉ số giá nhập khẩu là
hoàn toàn. Và khi xảy ra cú sốc, quá trình điều chỉnh về cân bằng mất nhiều thời
gian, do đó nhà hoạch định chính sách nên chủ động đặt ra một lộ trình để phá giá
dần VND với biên độ hợp lý, đều đặn để giảm các cú sốc đột ngột của tỷ giá hối
đoái đến đời sống xã hội. Ngoài ra, để tránh hiệu ứng tâm lý găm giữ ngoại tệ khi
đồng nội tệ mất giá, nhà hoạch định chính sách cần chủ động công bố định hướng
điều chỉnh tỷ giá hối đoái để doanh nghiệp và người dân biết để hoạch định kế
hoạch kinh doanh, kế hoạch chi tiêu của mình.
1
PHỤ LỤC
NGUỒN DỮ LIỆU (Data Sources)
PM
: Chỉ số giá nhập khẩu, tính theo quý (Quý 1/2005 = 100), được điều
chỉnh theo mùa bằng phương pháp Census X12. Nguồn dữ liệu: Tổng cục Thống
kê.
PPI: Chỉ số giá sản xuất, tính theo quý (Quý 1/2005 = 100), được điều chỉnh
theo mùa bằng phương pháp Census X12. Nguồn dữ liệu: IMF.
CPI: Chỉ số giá tiêu dùng, tính theo quý (Quý 1/2005 = 100), được điều
chỉnh theo mùa bằng phương pháp Census X12. Nguồn dữ liệu: IMF.
GDP: Tổng sản phẩm trong nước với giá cố định 1994, tính theo quý (đơn vị
tính là tỷ VND), được điều chỉnh theo mùa bằng phương pháp Census X12. Nguồn:
Datastream, Tổng cục thống kê.
ER: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa theo đồng Đô la Mỹ (USD), đơn vị tính là
VND/USD. Nguồn: IMF.
NEER: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa có hiệu lực đa phương giữa VND với
đồng tiền của 10 đối tác thương mại chính là Nhật Bản, Singapore, Trung Quốc,
Hàn Quốc, Mỹ, Thái Lan, Úc, Hồng Kông, Đức và Malaysia, tính theo quý (Quý
1/2005 = 100). Nguồn: Tổng cục Thống kê, IMF và tự tính toán.
Import (M), Export (X): Giá trị nhập khẩu và xuất khẩu của Việt Nam, tính
theo quý, đơn vị tính là triệu USD. Nguồn: IMF.
Tổng dân số: được dùng để tính GDP bình quân đầu người của Việt Nam và
Mỹ. Nguồn: IMF.
2
BẢNG VÀ HÌNH
Hình 3.1. Chỉ số giá nhập khẩu và NEER của Việt Nam
Bảng 3.3. Lựa chọn độ trễ cho kiểm định đồng liên kết và mô hình ECM
lnPtM
= α0 + α1lnERt + α2lnPPIU
t + α3 lnGDPt + t
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: D(PM) D(ER) D(GDP) D(PPI)
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 488.2863 NA 8.43e-15 -21.05593 -20.89691* -20.99636
-20.82108 1 505.7351 31.10447 7.94e-15 -21.11892 -20.32386
2 527.7768 35.45826 6.21e-15 -21.38160 -19.95049 -20.84550
-20.50722 3
4
541.4766 19.65624 7.16e-15 -21.28159 -19.21443
580.5119 49.21843* 2.86e-15* -22.28313* -19.57992 -21.27049*
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: D(PM) D(ER) D(GDP) D(PPI)
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 464.2483 NA 9.65e-15 -20.92038 -20.75818* -20.86023
-20.66560 1 481.2599 30.15681 9.25e-15 -20.96636 -20.15536
2 503.9766 36.14019 6.95e-15 -21.27166 -19.81187 -20.73030
-20.35549 3
4
5
6
517.0241 18.38513 8.35e-15 -21.13746 -19.02887
553.7765 45.10528* 3.58e-15* -22.08075 -19.32337 -21.05818*
566.7191 13.53087 4.87e-15 -21.94178 -18.53560 -20.67860
587.7026 18.12215 5.12e-15 -22.16830* -18.11333 -20.66452
60
80
100
120
140
160
180
200
60
80
100
120
140
160
180
200
00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12
Import price NEER
3
lnPtM
= α0 + α1lnERt + α2ln CPIU
t + α3 lnGDPt + t
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: D(PM) D(ER) D(GDP) D(CPIUS)
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 552.1633 NA 5.24e-16 -23.83319 -23.67418* -23.77362
-23.59686 1 569.5779 31.04331 4.95e-16 -23.89469 -23.09963
2 591.2435 34.85337 3.93e-16 -24.14102 -22.70991 -23.60492
-23.19483 3
4
603.2916 17.28651 4.87e-16 -23.96920 -21.90204
644.8824 52.44048* 1.74e-16* -25.08184* -22.37863 -24.06920*
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: D(PM) D(ER) D(GDP) D(CPIUS)
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 525.0147 NA 6.09e-16 -23.68249 -23.52029* -23.62233
-23.43630 1 542.2153 30.49199 5.79e-16 -23.73706 -22.92606
2 568.0182 41.05009 3.78e-16 -24.18265 -22.72285 -23.64128
-23.17394 3
4
5
6
579.0300 15.51657 4.99e-16 -23.95591 -21.84732
618.1661 48.03072* 1.92e-16* -25.00755* -22.25017 -23.98498*
631.9133 14.37204 2.51e-16 -24.90515 -21.49897 -23.64197
640.9214 7.779716 4.55e-16 -24.58734 -20.53236 -23.08355
lnPtM
= β0 + β1lnNEERt + β2lnCPIW
t + β3 lnGDPt + t
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: D(PM) D(NEER) D(GDP) D(CPI)
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 548.2469 NA 6.22e-16 -23.66291 -23.50390* -23.60334*
-23.34470 1 563.7782 27.68625 6.36e-16 -23.64253 -22.84747
2 582.5428 30.18651 5.74e-16 -23.76273 -22.33162 -23.22663
-22.49839 3
4
587.2734 6.787406 9.78e-16 -23.27276 -21.20560
626.0478 48.88944* 3.95e-16* -24.26295* -21.55974 -23.25031
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: D(PM) D(NEER) D(GDP) D(CPI)
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 523.4612 NA 6.54e-16 -23.61187 -23.44967* -23.55172*
-23.29944 1 539.2044 27.90839 6.64e-16 -23.60020 -22.78920
2 558.3667 30.48552 5.87e-16 -23.74394 -22.28415 -23.20258
-22.52979 3
4
5
6
564.8587 9.147841 9.49e-16 -23.31176 -21.20317
604.1162 48.17965 3.63e-16 -24.36892 -21.61154 -23.34635
629.4499 26.48526* 2.81e-16* -24.79318* -21.38700 -23.53000
645.2710 13.66361 3.74e-16 -24.78504 -20.73007 -23.28126
4
Bảng 4.8. Kiểm định hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi
(mô hình ECM trong ngắn hạn)
(1)
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 1.221853 Prob. F(4,37) 0.3182
Obs*R-squared 4.900548 Prob. Chi-Square(4) 0.2977
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test
F-statistic 1.130529 Prob. F(4,24) 0.3657
Obs*R-squared 7.293192 Prob. Chi-Square(4) 0.1212
(2)
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 0.353224 Prob. F(4,37) 0.8401
Obs*R-squared 1.544835 Prob. Chi-Square(4) 0.8187
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test
F-statistic 1.592265 Prob. F(4,24) 0.2087
Obs*R-squared 9.647210 Prob. Chi-Square(4) 0.0468
(3)
Heteroskedasticity Test: ARCH
F-statistic 1.658324 Prob. F(4,37) 0.1804
Obs*R-squared 6.384995 Prob. Chi-Square(4) 0.1722
Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test
F-statistic 0.579984 Prob. F(4,24) 0.6800
Obs*R-squared 4.054611 Prob. Chi-Square(4) 0.3987
Hình 4.4. Kiểm định sự ổn định của mô hình ECM
(1) (2) (3)
Ghi chú: (1) Phương trình (6) khi sử dụng chỉ số PPI của Mỹ.
(2) Phương trình (6) khi sử dụng chỉ số CPI của Mỹ.
(3) Phương trình (7).
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
5
Hình 4.5 Kiểm định phân phối chuẩn của phần dư trong mô hình ECM
(1)
(2)
(3)
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
-0.08 -0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04 0.06
Series: ResidualsSample 2001Q2 2012Q3Observations 46
Mean -2.06e-15Median 8.25e-05Maximum 0.052646Minimum -0.070574Std. Dev. 0.027031Skewness -0.168882Kurtosis 3.017580
Jarque-Bera 0.219256Probability 0.896168
0
2
4
6
8
10
-0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04 0.06 0.08
Series: ResidualsSample 2001Q2 2012Q3Observations 46
Mean -2.00e-15Median -0.005117Maximum 0.079949Minimum -0.067193Std. Dev. 0.030998Skewness 0.456956Kurtosis 3.102414
Jarque-Bera 1.620974Probability 0.444642
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
-0.06 -0.04 -0.02 0.00 0.02 0.04 0.06 0.08
Series: ResidualsSample 2001Q2 2012Q3Observations 46
Mean 5.00e-16Median 0.001259Maximum 0.078479Minimum -0.061565Std. Dev. 0.027831Skewness 0.108794Kurtosis 3.207942
Jarque-Bera 0.173621Probability 0.916851
6
Bảng 6.2. Những công cụ hiện đại của một NHNN độc lập
Công cụ thực thi chính sách tiền tệ:
• Lãi suất định hướng liên ngân hàng, được hiểu là lãi suất mà các NHTM cho vay
lẫn nhau trên thị trường liên ngân hàng cho các khoản vay qua đêm. NHNN điều
chỉnh lãi suất này thông qua các hoạt động thị trường mở dưới hình thức mua bán
trực tiếp trái phiếu chính phủ và/hoặc tham gia vào các hợp đồng mua bán lại
(repos) trái phiếu chính phủ với các NHTM.
• Lãi suất NHNN trả cho các khoản dự trữ (reserves) của các NHTM gửi trong tài
khoản tại NHNN. Có thể phân biệt lãi suất cho dự trữ bắt buộc (required reserve) và
lãi suất cho dự trữ tăng thêm (excess reserves).
• Lãi suất tái chiết khấu (discount rate) là lãi suất mà NHNN cho các NHTM vay và
các tổ chức tài chính trong diện được vay từ NHNN.
• Định mức tỉ lệ dự trữ bắt buộc, nghĩa là tỉ lệ dự trữ bắt buộc trên tổng số tiền gửi
của mỗi NHTM.
• Trái phiếu NHNN, nghĩa là các loại trái phiếu do NHNN phát hành cho mục đích
điều hành thanh khoản.
• Các khoản cho vay đột xuất cho các tổ chức thương mại và phi thương mại trong
điều kiện thị trường tài chính bị khủng hoảng.
Công cụ thực thi chính sách ngoại hối:
• Mua bán trực tiếp trên thị trường ngoại hối trong nước và quốc tế: spot và
forward.
• Sử dụng repos để cung cấp thanh khoản ngoại tệ cho thị trường trong nước.
• Tham gia các hợp đồng swap ngoại tệ với các tổ chức tài chính trong nước.
• Mua bán trái phiếu Chính phủ Việt Nam định giá bằng ngoại tệ trong nước và
quốc tế.
• Cho vay ngoại hối cho các tổ chức tín dụng trong nước.
7
• Hoán đổi ngoại tệ và SDR trong khuôn khổ IMF, đàm phán vay ngoại tệ trực tiếp
từ IMF và các tổ chức tài chính quốc tế khác.
• Đàm phán và thực thi các hoạt động phối hợp quốc tế nhằm ổn định tỉ giá và hệ
thống tài chính (swap lines, vay và cho vay giữa các NHNN).
Công cụ thực thi chính sách quản lí dự trữ ngoại hối:
• Mua bán trực tiếp trên thị trường ngoại hối trong nước và quốc tế: spot và
forward.
• Mua bán các loại tài sản tài chính định giá bằng ngoại tệ (theo danh mục cho
phép) trong nước và quốc tế.
• Mua bán vàng (spot và forward) trong nước và quốc tế.
• Mua bán các sản phẩm phái sinh để quản lí rủi ro, tuy nhiên không được phép mua
vì mục đích đầu cơ.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Tài liệu Tiếng Việt
Bạch Thị Phương Thảo (2011), “Truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các chỉ số giá tại
Việt Nam giai đoạn 2001 – 2011”, Luận văn thạc sĩ kinh tế, Trường Đại Học Kinh
tế TP.HCM.
GS.TS. Trần Ngọc Thơ & cộng sự (2012), “Nghiên cứu sơ thảo về phá giá tiền tệ và
một số khuyến nghị chính sách cho Việt Nam”, Đề tài nghiên cứu khoa học số CS-
2011-14, Trường Đại Học Kinh Tế TP.HCM.
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”.
[Online] Available at http://vepr.org.vn/upload/Colombo/533/20120831/173.pdf.
PGS.TS. Nguyễn Thị Ngọc Trang & ThS. Lục Văn Cường (2012), “Sự chuyển dịch
tỷ giá hối đoái vào các mức giá tại Việt Nam”, Trường Đại học Kinh tế TP.HCM,
Báo Phát Triển & Hội Nhập, Số 7 (17) - Tháng 11- 2/2012.
Tài liệu Tiếng Anh
Amit Ghosh, Ramkishen S. Rajan (2007), “A Survey of Exchange Rate Pass-
Through in Asia”, Asian‐Pacific Economic Literature.
Amit Ghosh, Ramkishen S. Rajan (2009), “Exchange rate pass-through in Korea
and Thailand: Trends and determinants”, Japan and the World Economy. [Online]
Available at http://wenku.baidu.com/view/36f6a8fe770bf78a652954dd.html?
from_page=view&from_mod=download
Andreas Bachmann (2012), “Exchange rate pass - through to various price indices:
Empirical estimation using vector error correction models”, Discussion papers.
[Online] Available at http://www.vwl.unibe.ch/papers/dp/dp1205.pdf.
Bhargava (1986), "On the Theory of Testing for Unit Roots in Observed Time
Series", The Review of Economic Studies 53 (3), p369–384. [Online] Available at
http://restud.oxfordjournals.org/content/53/3/369.short.
D. Kwiatkowski, P. C. B. Phillips, P. Schmidt, and Y. Shin (1992), “Testing the
Null Hypothesis of Stationarity against the Alternative of a Unit: How sure are we
that economic time series have a unit root?”, Journal of Econometrics 54. [Online]
Available at http://www.sciencedirect.com/science/article/pii/030440769290104Y.
Ehsan U.Choudhri and Dalia S.Hakura (2001), “Exchange Rate Pass-Through To
Domestic Prices: Does The Inflationary Environment Matter?”, Journal of
International Money and Finance, [Online] http://www.sciencedireet.com.
EViews 7 User’s Guide II, Quantitative Micro Softwware.
JM Campa, LS Goldberg, JM González-Mínguez (2005), “Exchange rate pass-
through to import prices in the Euro area”, NBER. [Online] Available at
http://www.econstor.eu/bitstream/10419/60530/1/500372756.pdf.
John B.Taylor (2000), “Low Inflation, Pass - Through, and the Pricing Power of
Firms”, European Economic Review. [Online] Available at http://www.stanford.edu
/~johntayl/Papers/ISOM+revised + (EER).pdf.
José Manuel Campa and Linda S. Goldberg (2002), “Exchange Rate Pass-Through
into Import Prices: A Macro or Micro Phenomenon?”, NBER Working Paper Series.
[Online] Available at http://www.newyorkfed.org/research/staff_reports/sr149.pdf
Joseph P. Byrnea, Aditya S. Chavali and Alexandros Kontonikas (2010), “Exchange
rate pass through to import prices: Panel evidence from emerging market
economies”, Department of Economics, University of Glasgow, Glasgow, UK.
Kenneth A. Froot and Paul D. Klemperer (1989), “Exchange rate pass - through
when market share matters”, The American Economic Review. [Online] Available at
http://www.nuff.ox.ac.uk/users/klemperer/exchange.pdf
M. Abimbola Oyinlola and M. Adetunji Babatunde (2009), “A bound testing
analysis of exchange rate pass- through to aggregate import prices in Nigeria: 1980-
2006”, Journal of Economic Development. [Online] Available at http://jed.or.kr
/full-text /34-2/5.pdf.
Mario Marazzi and Nathan Sheets (2007), “Declining exchange rate pass-through to
U.S. import prices: The potential role of global factors”, Journal of International
Money and Finance. [Online] Available at http://www.cemla.org/old/pdf/redxi/red-
xi-028.pdf.
Michele Ca’ Zorzi, Elke Hahn and Marcelo Sánchez (2007), “Exchange rate pass-
through in emerging markets”, Working paper series no. 739, European Central
Bank (Paper SSRN).
Mohitosh Kejriwal, Pierre Perron (2007), “Data Dependent Rules for the Selection
of the Number of Leads and Lags in the Dynamic OLS Cointegrating Regression”.
[Online] Available at http://www.bu.edu/econ/files/2011/01/2007_18_Kejriwal.pdf.
Nguyễn Cẩm Nhung (2010), “Exchange rate pass-through into Vietnam’s imports:
Empirical evidence from Japanese trade data”, 709-710. [Online] Available at
http://kamome.lib.ynu.ac.jp/dspace/bitstream/10131/6919/1/3Nguyuen.pdf
Raphael Brun-Aguerre, Ana-Maria Fuertes, Kate Phylaktis (2012), “Exchange rate
pass-through into import prices revisited: What drives it?”, Journal of International
Money and Finance. [Online] Available at http://www.elsevier.com /locate/jimf.
Sushanta Mallick and Helena Marques (2007), “Pass-through of Exchange Rate and
Tariffs into Import Prices of India: Currency Depreciation versus Import
Liberalization”, CGR Working Paper 0703. [Online] Available at
http://hosted.busman.qmul.ac.uk/cgr/docs/5182.pdf
Thomas Warmedinger (2004), “Import prices and Pricing-to-market effects in the
Euro area”, Working paper series no. 299, European Central Bank (Paper SSRN),
http://cosmic.rrz.uni-hamburg.de/webcat/hwwa/edok04/de437g/ecbwp299.pdf
Unit root test, http://faculty.washington.edu/ezivot/econ584/notes/unitroot.pdf.
Võ Văn Minh (2009), “Exchange Rate Pass-Through and Its Implications for
Inflation in Vietnam”, Working Paper 0902. [Online] Available at
http://www.vdf.org.vn/workingpapers/vdfwp0902.
Xiaowen Jin (2010), “An Empirical Study of Exchange Rate Pass Through in
China”. [Online] Available at http://www.doiserbia.nb.rs/img/doi/1452-595X/2012/
1452-595X1202135J.pdf.