Sự truyền dẫn tỷ giá có phụ thuộc vào sự ổn định của kinh tế vĩ mô không

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ THÀNH PHỐ HỒ CHÍ MINH VIỆN ĐÀO TẠO SAU ĐẠI HỌC ---  --- SỰ TRUYỀN DẪN TỶ GIÁ CÓ PHỤ THUỘC VÀO SỰ ỔN ĐỊNH CỦA KINH TẾ VĨ MÔ KHÔNG? GVHD: GS. TS TRẦN NGỌC THƠ NHÓM THỰC HIỆN: NHÓM 3 LỚP: NGÂN HÀNG ĐÊM 1 KHÓA: 22 TPHCM. Tháng 08 năm 2013 GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 1 DANH SÁCH THÀNH VIÊN NHÓM 3 1. Đỗ Thu Hằng 2. Đặng Thị Kiều 3. Lê Thị Thùy Linh 4. Nguyễn Trần Thị Ngọc GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 2 TÓM TẮT: Chúng tôi biện luận rằng, về mặt lý thuyết, Sự truyền dẫn tỷ giá (ERPT) vào trong giá tiêu dùng có thể không tuyến tính là trái với ước lương tuyến tính chuẩn tìm được trong bài nghiên cứu. ERPT có thể cao hơn trong những thời kỳ của khủng hoảng tài chính hoặc khủng hoảng về niềm tin, khi các doanh nghiệp không có động cơ để thu hút tăng chi phí trong trong chi phí biên. Chúng ta kiểm tra giả thiết này bằng cách áp dụng của mô hình LSTR (mô hình tự hồi quy chuyển đổi) với dữ liệu của Mexico. Sử dụng hai cách khác nhau đo lường độ bất ổn của kinh tế vĩ mô như các biến chuyển tiếp, chúng tôi tìm ra rằng ERPT dường như tăng trong thời kỳ kinh tế vĩ mô khủng hoảng, làm nổi bật sự quan trọng của sự ổn định của môi trường kinh tế vĩ mô trong việc giảm ERPT trong thị trường mới nổi. 1.GIỚI THIỆU: 1.1. Lý thuyết hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá: 1.1.1. Khái niệm: Hiệu ứng truyền dẫn tỉ giá (Exchange rate pass - through, ERPT) thường được hiểu là mức % thay đổi giá trong nước tính bằng đồng tiền của nước nhập khẩu khi tỉ giá tiền tệ giữa các đối tác thương mại thay đổi 1% Theo Goldberg và Knetter (1997), ERPT được xác định như là “Phần trăm thay đổi giá nhập khẩu tính bằng đồng nội tệ khi tỷ giá giữa các nước xuất khẩu và nhập khẩu thay đổi 1%” Hay hiệu ứng truyền dẫn tỉ giá chính là độ co dãn của giá trong nước so với tỉ giá. Có 2 khía cạnh: Mối tương quan giữa giá hàng nhập khẩu và tỉ giá và tác động của tỉ giá đến mức giá chung (ví dụ: thông qua chỉ số giá tiêu dùng CPI) 1.1.2. Nguyên nhân của ERPT: Ngay từ năm 1953, khi bảo vệ cơ chế tỉ giá thả nổi, Milton Friedman đã dựa trên lập luận rằng, cơ chế tỉ giá thả nổi có thể làm thay đổi nhanh chóng giá tương đối giữa các quốc gia: “Tăng tỉ giá, làm giá hàng hóa nước ngoài trở nên rẻ hơn khi tính bằng nội tệ, ngay cả khi giá của chúng tính bằng ngoại tệ không thay đổi, và hàng hóa trong nước trở nên đắt hơn khi tính bằng ngoại tệ, ngay cả khi giá của chúng không thay đổi nếu tính bằng nội tệ. Điều này làm tăng nhập khẩu và giảm xuất khẩu” GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 3 Tại sao tỉ giá có thể tác động đến giá trong nước của một quốc gia? Có tối thiểu ba kênh mà thông qua đó, giá tiêu dùng thích ứng với những thay đổi của tỉ giá danh nghĩa: trực tiếp, gián tiếp và đầu tư trực tiếp nước ngoài Kênh truyền dẫn trực tiếp: thay đổi trực tiếp giá cả các hàng hóa nhập khẩu trung gian và nhập khẩu tiêu dùng cuối cùng do thay đổi tỉ giá. Kênh truyền dẫn gián tiếp: dựa trên giả thuyết về sự thay thế lẫn nhau của hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hóa nhập khẩu. Bao gồm sự thay thế giữa hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hóa nhập khẩu tiêu dùng cuối cùng trên thị trường nội địa (sự thay thế bên trong) và trên thị trường nước ngoài (sự thay thế bên ngoài). Hiệu ứng FDI: Sự giảm giá mạnh của đồng nội tệ làm giảm mạnh cầu đối với nhiều loại hàng hóa nhập khẩu và giảm mạnh tiền lương danh nghĩa tính bằng ngoại tệ. Trước đó, các tập đoàn xuyên quốc gia đã cung cấp nhiều hàng hóa vào thị trường nội địa, trong thời gian khủng hoảng phải đối mặt với tình thế lưỡng nan: hoặc đánh mất thị phần thị trường xuất khẩu của mình hay bắt đầu xây dựng cơ sở sản xuất tại nước nội địa nhằm tận dụng các lợi thế so sánh về tiền lương và công nghệ. Nhiều tập đoàn đã mở chi nhánh và dịch chuyển các cơ sở sản xuất vào nước nội địa (FDI flows). Tăng trưởng sản xuất làm tăng cầu lao động và tăng tiền lương. Đến lượt mình, điều này đã đẩy giá tăng lên. GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 4 Những nguyên nhân làm cho hiệu ứng ERPT không hoàn toàn và những khác biệt về ERPT Học thuyết ngang giá sức mua (Quy luật một giá) - cơ sở luận của ERPT, cho rằng sự truyền dẫn của tỉ 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. Nhưng nghiên cứu thực nghiệm đã chứng tỏ rằng PPP không tồn tại trong ngắn hạn. Có rất nhiều lí do khiến ngang giá sức mua không được duy trì liên tục do bên cạnh chênh lệch về lạm phát thì tỷ giá hối đoái còn chịu rất nhiều ảnh hưởng của các nhân tố khác dẫn đến mô hình lí thuyết PPP trong thế giới thực rất khó xảy ra với những giả định hoàn hảo như không có chi phí vận chuyển, thuế quan và hạn ngạch, cạnh tranh hoàn hảo…. GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 5 Những nguyên nhân làm cho hiệu ứng ERPT không hoàn toàn do: Hiệu ứng dịch chuyển chi tiêu: Một sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái danh nghĩa có thể không dẫn đến thay thế nhiều giữa hàng hóa sản xuất trong nước và hàng hoá sản xuất quốc tế, bởi vì giá cả tương đối của những mặt hàng không thay đổi nhiều cho người sử dụng cuối cùng hoặc do không có hàng thay thế cho hàng nhập khẩu. Tỷ trọng nhập lượng phi mậu dịch trong hàng hóa: Có những loại hàng hóa, dịch vụ tuy đồng nhất nhưng mức giá vẫn chênh lêch nhau trên thế giới. Nguyên nhân dẫn đến sự chênh lệch giá là do các loại hàng hóa này có tỷ trọng yếu tố đầu vào phi mậu dịch lớn. McCallun & Nelson (1999) cho rằng khi đó, những thay đổi của tỷ giá sẽ không tác động lớn đến giá trị hàng hóa tiêu dùng cuối cùng, bởi vì chúng chỉ tác động đến một phần không lớn giá trị của hàng hóa. Thị trường đồng nhất: Trong một nền kinh tế lớn, hiệu ứng lạm phát do sự giảm tỷ giá nội tệ được kết hợp với sự giảm giá toàn cầu (do cầu thế giới giảm), từ đó làm giảm ERPT. Trong một nền kinh tế nhỏ, một sự giảm tỷ giá nội tệ không ảnh hưởng đến giá thế giới, do đó, ERPT phải là toàn phần (100%) trong mô hình này. Do đó, ngay cả trong khuôn khổ mô hình đơn giản này (mô hình ủng hộ quy luật một giá), ERPT không đồng nhất ở các quốc gia và sẽ cao hơn ở các nền kinh tế nhỏ so với các nền kinh tế lớn. Điều này cho thấy rằng mặc dù thị trường có thể đồng nhất, ước tính hiệu ứng ERPT có thể xuất hiện không đầy đủ. Phân khúc thị trường và định giá thị trường (pricing to market-PTM): định giá thị trường được định nghĩa là sự thay đổi % trong giá sản phẩm của nước xuất khẩu theo đồng tiền của nước xuất khẩu do một sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái %. Như vậy, mức độ của định giá thị trường lớn hơn, thì mức độ của hiệu ứng ERPT thấp hơn. Các công ty có sức mạnh độc quyền bán các sản phẩm khác biệt, có động cơ để bán lại với giá khác nhau tại các thị trường có sở thích khác nhau. Trong một thị trường nhất định, quyền định giá của họ được xác định bởi mức giá mà họ tính phải tương đối so với các đối thủ cạnh tranh của họ. Thay đổi trong tỷ giá hối đoái ảnh hưởng đến mức giá tương đối và do đó ảnh hưởng đến sức mạnh độc quyền và do quyết định giá của doanh nghiệp: kết quả là và hiệu ứng ERPT có thể chỉ là một phần. Sự khác biệt về chính sách tiền tệ: Hiệu ứng ERPT cũng có thể phụ thuộc vào chính sách tỷ giá và chính sách tiền tệ của một quốc gia. Chính sách tiền tệ ổn định hơn GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 6 và tỷ lệ lạm phát thấp thấp hơn sẽ dẫn đến mức độ hiệu ứng ERPT thấp hơn, vì ít có khả năng nhà xuất khẩu nước ngoài sẽ truyền dẫn các thay đổi tỷ giá hối đoái (Taylor, 2000). Nguyên nhân của những khác biệt về ERPT Nhiều kiểm định thực nghiệm cho thấy rằng ERPT có sự khác biệt tùy thuộc vào mỗi nước và thời gian, cũng như giữa giá cả ở các mắt xích của dây chuyền sản xuất (giá nhập khẩu, giá sản xuất và giá tiêu dùng) và giá cả của các ngành trong phạm vi một quốc gia. Hiệu ứng truyền dẫn vào giá cả của các ngành trong phạm vi một quốc gia: Tổng quát hơn, Goldberg và Knetter (1997) thấy rằng nhiều nghiên cứu đã kết luận rằng hiệu ứng truyền dẫn giá nhập khẩu là nhỏ hơn trong ngành công nghiệp phân đoạn - có nghĩa là, các ngành công nghiệp nơi các công ty có thể tham gia vào các phân biệt giá. Hiệu ứng truyền dẫn vào giá cả ở các mắt xích của dây chuyền sản xuất: Hiệu ứng ERPT thường là cao nhất đối với hàng hoá nhập khẩu, giá thấp hơn cho giá sản xuất và thấp nhất cho giá tiêu dùng. Hiệu ứng ERPT có sự khác biệt tùy thuộc vào mỗi nước và thời gian: Sekine (2006) phát hiện rằng hiệu ứng ERPT cao hơn cho các nước thị trường mới nổi và đang giảm theo thời gian cho các nước đã phát triển và lẫn các nước mới nổi. 1.2. Lý do nghiên cứu: - Mức độ thay đổi tỷ giá được được truyền vào trong giá cả là vô cùng quan trọng cho việc hoạch định chính sách. Hiệu ứng này được biết đến là sự truyền dẫn tỷ giá, ảnh hưởng không chỉ vào lạm phát hiện tại mà còn đến lạm phát kỳ vọng, việc thiết lập chính sách tiền tệ, và khả năng của thay đổi tỷ giá để điều chỉnh sự mất cân bằng trong thương mại. - Các nghiên cứu khác nhau đã chỉ ra ERPT đã suy giảm trong những năm gần đây - Chúng tôi phân tích hâu quả trực tiếp này bằng việc kiểm tra mối quan hệ giữa môi trường kinh tế vĩ mô và mức độ của ERPT. Đầu tiền chúng tôi trình bày một mô hình lý thuyết đơn giản trong đó chúng tôi cho rằng khả nằng ERPT có thế là không GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 7 tuyến tính, trái ngược với ước lượng tuyến tính tìm thấy trong các các bài nghiên cứu. Đặc biệt, ERPT có thể cáo hơn trong thời kỳ mà kinh tế vĩ mô không ổn định, như là khủng hoảng tài chính hoặc khủng hoảng niềm tin. Chúng tôi kiểm tra giả thuyết này sử dụng hồi quy chuyển đổi STR mô hình ERPT với dữ liệu của Mexico, cho thời kỳ từ tháng 1 nằm 1992 đến tháng 12 năm 2005. Trường hợp của Mexico là khá quan trọng, thị trường kinh tế mới nổi lớn nhất, và đối mặt với khủng hoảng trong những thập kỷ qua. - Có rất ít nghiên cứu dựa trên vấn đề phi tuyến tính và bất cân xứng trong ERPT. Do đó, bài nghiên cứu này điều tra thêm về nguồn tiềm năng khác về phi tuyến tính của ERPT 1.3. Mục tiêu nghiên cứu: - Kiểm tra mối quan hệ giữa môi trường kinh tế vĩ mô và mức độ của ERPT. - Nghiên cứu thêm về nguồn tiềm năng khác về phi tuyến tính của ERPT. 1.4. Câu hỏi nghiên cứu: - Mức độ của ERPT có thể phụ thuộc vào sự ổn định của tình hình kinh tế vĩ mô? - Vai trò của phi tuyến tính trong truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát tiêu dùng đối với thị trường mới nổi? 1.5. Phương pháp nghiên cứu: - Thời gian nghiên cứu: Thời gian từ khoảng từ tháng 1/1992 đến tháng 12/2005 - Dữ liệu nghiên cứu: thu thập dữ liệu hàng tháng ở Mêxico từ cơ sở dữ liệu IFS của IMF - Phương pháp nghiên cứu: Kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test), phương pháp hồi quy tuyến tính (linear regression) 2. TỔNG HỢP NHỮNG NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY: - Nghiên cứu của Taylor (2000), cho rằng tỷ lệ lạm phát ảnh hưởng đến sự tồn tại dai dẳng của sự thay đổi chi phí, có tương quan dương với ERPT. GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 8 - Nghiên cứu của Nogueita Jr. và Leon – Ledesma (2009) cho rằng đưa ra các chính sách làm tăng niềm tin vào thị trường trong nền kinh tế có thể dẫn đến ERPT thấp hơn và do đó chi phí giảm và kéo theo lạm phát giảm. - Nghiên cứu của Gil-Pareja (2000) và Mahdavi (2002) đã tìm thấy sự ủng hộ sự không tuyến tính của ERPT. 3. NỘI DUNG VÀ KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU: 3.1. Mô hình đơn giản không tuyến tính ERPT Mô hình lý thuyết đơn giản giúp minh họa cho sự tồn tại mô hình phi tuyến tính ERPT phụ thuộc vào môi trường kinh tế vĩ mô. Xây dựng dựa trên mô hình ERPT vào trong giá nhập khẩu của Korhonen và Jutilla. Chúng ta hãy xem xét một công ty nước ngoài xuất khẩu hàng hóa vào thị trường công ty nội địa. Trong thị trường cạnh tranh không hoàn hảo, để đạt được lợi nhuận tối đa thì giá của nó tại thời điểm t bằng: (1) Trong đó: P là giá cả hàng hóa trong nước tính bằng đồng nội tệ C là chi phí biên của nhà xuất khẩu được thể hiện trong tiền tệ của mình E là tỷ giá hối đoái. θ (theta) là phần tăng giá, mức thay đổi hay phần bù rủi ro tỷ giá Giả định: - Mức tăng giá tương ứng với sức ép nhu cầu về hàng hóa tại nước nhập khẩu. - Mức tăng giá phụ thuộc vào sự ổn định kinh tế vĩ mô của các nước nhập khẩu, tức là khi nền kinh tế đối mặt với khủng hoảng tài chính thì ERPT sẽ cao hơn. GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 9 Qua giả thuyết này có thể thấy là điều kiện kinh tế vĩ mô của quốc gia nhập khẩu quyết định tỷ giá thay đổi truyền dẫn bao nhiêu vào trong giá. Trong giai đoạn môi trường kinh tế vĩ mô ở quốc gia nhập khẩu xấu, công ty xuất khẩu yêu cầu có thể truyền dẫn tỷ lệ lớn hơn những thay đổi trong chi phí để phòng ngừa khả năng vỡ nợ từ nhà nhập khẩu. Trong thời kỳ điền kiện kinh tế vĩ mô tốt, công ty xuất khẩu có thể giảm truyền dẫn để giữ ổn định thị trường xuất khẩu. Do đó, mức tăng giá có dạng: (2) Trong đó: Y : Sức ép nhu cầu về hàng hóa trong nước nhập khẩu, và do đó có thể được xem là tổng sản lượng Z : mô tả phản ứng không tuyến tính trong điều kiện kinh tế vĩ mô nói chung. Mô hình Z đặt trong điều kiện môi trường kinh tế vĩ mô xấu. Nói cách khác Z là dùng để đo lường sự bất ổn của kinh tế vĩ mô. ω(Z) có thể được xem là tăng theo cấp số nhân. Các công ty phản ứng nhiều hơn với sự thay đổi tỷ giá nếu niềm tin của họ về nền kinh tế là thấp. Do đó, trong cuộc khủng hoảng ERPT sẽ tăng lên. Từ (1) và (2) khử tuyến tính log (log-linearised) chúng ta sẽ được (3) Phương trình (3) cho thấy có cả hai kênh của ERPT. Kênh đầu tiên được đưa ra bởi các chỉ số anpha α và bị chặn giữa 0 và 1. Kênh thứ hai được đưa ra bởi hàm ω(Z) và phụ thuộc vào môi trường kinh tế vĩ mô. Chúng ta sẽ theo Korhonen và Junitilla (2010) và tiếp tục giả định thêm rằng có 1 số ngưỡng Z* mà nó phân chia các trường hợp với các giá trị cao (thấp) của Z và các giá trị tốt (xấu) của Z của nền kinh tế (4) Đối với hai trường hợp đối nghịch này, chúng tôi tìm được hai ERPT khác nhau. GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 10 Nếu nước nhập khẩu đối mặt với một môi trường kinh tế vĩ mô tốt, thì ERPT sẽ bằng α. Nếu nước nhập khẩu đối mặt với một môi trường kinh tế xấu thì ERPT sẽ bằng α +ψ. Chúng tôi có thể thấy ERPT là cao hơn trong trường hợp thứ hai, vì α + ψ > α. Về mặt trực giác, với một môi trường kinh tế vĩ mô không ổn định, Doanh nghiệp không có động cơ để gia tăng lợi nhuận. Do đó, hàm ý của mô hình là điều kiện kinh tế vĩ mô nói chung của nước nhập khẩu sẽ làm tăng ERPT một cách phi tuyến. Viết lại (3) theo hình thức khác, ta có: (5) Mô hình ngưỡng (threshold model) ở trên có thế xảy ra cho 1 công ty, nhưng không phải cho các tổng công ty, vì có khả năng một số cái không đồng nhất giữa các doanh nghiệp trong quan điểm của họ đối với nhà nước về môi trường kinh tế vĩ mô(Korhonen and Juntilla 2010). Theo đó, chúng tôi sẽ sẽ dùng mô hình chuyển đổi thay vì mô hình ngưỡng trong ứng dụng thực nghiệm của chúng tôi. Mặc dù mô hình được giới thiệu ở trên áp dụng cho giá nhập khẩu, chúng tôi muốn sử dụng giá tiêu dùng để phân tích ERPT trong phân tích thực nghiệm, vì đây là biến số quan trọng nhất cho việc hoạch định chính sách. Dùng thành phần cấu tạo của chỉ số giá tiêu dùng (CPI): (6) Trong đó: PCPI là giá tiêu dùng H đại diện cho phần khu vực không giao thương (nhà). T là khu vực giao thương Ø là một tham số bị chặn cho thấy sự tham gia của từng ngành trong chỉ số CPI Từ phương trình (6) chúng ta có thể suy ra phương trình lạm phát cho nền kinh tế trong đó π là lấy sai phân log (log- difference) của các mức giá : GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 11 (7) Theo các tài liệu về sự tồn tại và tầm quan trọng của lạm phát cho hành vi quán tính của nó, giả định cùng độ trể cho cả hai khu vực có giao dịch và không giao dịch, ta có: (8) (9) Phương trình (8) cho thấy giá phụ thuộc vào chênh lệch sản lượng và lạm phát trong quá khứ. Phương trình (9) cho thấy giá khu vực giao thương, về cơ bản theo phương trình (5) nhưng nó tính đến tính trì trệ (tính ì). Thay thể (8) và (9) vào (7) ta có: (10) Sắp xếp lại phương trình (10), ta có: (11) Phương trình (11) suy ra một mô hình cơ bản để ước lượng ERPT theo giá tiêu dùng, và có thể được mô tả như đường cong Philips không tuyến tính (nonlinear backward-looking Phillips curve). Trong phần tiếp theo chúng tôi phát triển mô hình này thành một một mô hình kinh tế đặc biệt hơn 3.2. Phương pháp thực nghiệm : Theo Clifton, Leon và Wong (2001), mô hình tự hồi quy chuyển đổi (STR) là một trong những mô hình phi tuyến cho phép tạo ra một quá trình chuyển đổi giữa hai tiến trình khác nhau theo thời gian. Mô hình STR có dạng tổng quát sau: (12) Trong đó: GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 12 St-i là biến chuyển tiếp G là hàm của biến chuyển tiếp γ là đo tốc độ chuyển đổi giữa 2 tiến trình c là ngưỡng chuyển tiếp Theo van Dijk, Terasvirta và Franses (2002), quá trình chuyển tiếp của hàm G bị giới hạn giữa 0 và 1. Khi γ quá lớn, chức năng chuyển tiếp như thay đổi tức khắc. Trong bài này chúng tôi sử dụng mô hình STR logistic (LSTR) với công thức: G(St-i, γ,c)=[(1+exp{- γ(St-i-c)})-1] (13) Theo Christopoulos và León-Ledesma (2007), mô hình LSTR có các hệ số phi tuyến có giá trị khác nhau tùy thuộc vào quá trình chuyển đổi cao hay thấp: Nếu (st-c)-> -∞ thì hệ số là β1 Nếu (st-c)-> +∞ thì hệ số là β1+β2 Nếu st=c thì hệ số là (β1+β2)/2 Chúng tôi thực hiện theo các phương pháp tiếp cận mô hình của Lundbergh et al. (2000), van Dijk, Terasvirta và Franses (2002) và Terasvirta (2004). Theo các bước:  Thứ nhất, kiểm tra giả thuyết không tồn tại tính phi tuyến tính của mô hình tuyến tính cơ bản. Nếu bác bỏ giả thuyết này thì chấp nhận mô hình tuyến tính. Ngoài ra, ước lượng mô hình bị bác bỏ nhiều nhất.  Sau đó, đánh giá mô hình ước lượng cho biến bị bỏ sót (vẫn thuộc phi tuyến tính) Nếu mô hình này thất bại trong những kiểm tra này, một mô hình mở rộng được phân tích. Chúng tôi áp dụng kiểm tra LM3 với giả thiết không tồn tại tính tuyến tính là đối nghịch với LSTR không tuyến tính. Sau khi kiểm tra sự tuyến tính, chúng tôi sử dụng bình phương bé nhất phi tuyến tính để ước lượng các tham số của mô hình. Mô hình theo dạng sau: GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 13 πt=β0+  n i 1 β1,i πt-I +  n oi β2,iΔp it imp  +  n oi β3,i Δyt-i +  n oi β4,i Δet-i +(β 0 * +  n oi β 4 * ,i Δet-i). G(st;γc)+εt (14) Trong đó: π : tỷ lệ lạm phát Δimp: sự thay đổi giá nhập khẩu (ngoại tệ) và có thể coi là lạm phát nhập khẩu Δy: tăng trưởng sản lượng thực tế Δe: sự thay đổi tỷ giá hối đoái ε: sai số Các biến chuyển tiếp được sử dụng để đo lường sự ổn định của kinh tế vĩ mô là chênh lệch lãi suất thực (rids) real interest rate differentials và EMBI + spreads.  Việc sử dụng chênh lệch lãi suất thực là một biện pháp ổn định kinh tế vĩ mô, và đặc biệt nó như là một chỉ số hàng đầu về niềm tin trong cuộc khủng hoảng (theo Kaminsky, Lizondo và Reinhart (1998), và một số người khác)  Liên quan đến EMBI + spreads, họ đã thống kê các giao dịch dollar gọi là các khoản nợ nước ngoài trong các thị trường mới nổi. Khi các khoản nợ được tính bằng dollar thì phát sinh các rủi ro về tỉ giá, gọi là “rủi ro quốc gia” , là một trong những phương pháp đo lường sự bất ổn kinh tế vĩ mô. Theo dữ liệu thu thập hàng tháng ở Mêxico từ cơ số dữ liệu của IMF, thời gian thu thập từ tháng 1 năm 1992 đến tháng 12 năm 2005. Lạm phát là sự thay đổi chỉ số giá tiêu dùng. Dữ liệu về thay đổi tỷ giá là sự thay đổi giá trị đồng tiền của quốc gia đó trên một dollar Đại diện cho sự tăng trưởng sản lượng hàng tháng là tỷ lệ tăng trưởng của chỉ số sản suất công nghiệp. Dữ liệu về giá cả nhâp khẩu là sự thay đổi trong chỉ số giá hàng hóa quốc tế. GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 14  Để tính chênh lệch lãi suất thực, chúng ta sử dụng dữ liệu lãi suất tiền tệ của Mexico và Mỹ.  Lạm phát chỉ số giá tiêu dùng CPI được sử dụng để tìm ra mức lãi suất thực từ lãi suất danh nghĩa.  Liên quan đến dữ liệu của EMBI + spreads, chỉ có dữ liệu từ tháng 1 năm 1995, nên sự ước lượng này sử dụng cho thời gian ngắn hơn.  Loại trừ dữ liệu về lãi suất thực và EMBI + spreads, các dữ liệu được chuyển sang dạng logs. Sự thay đổi khác nhau trong 12 tháng Bảng 1: Kiểm định nghiệm đơn vị Lags ADF KPSS DF-GLS Exchange rate ( e) 10 0.00** 0.26 -2.00** Domestic Inflation (π) 5 0.09* 0.71* -3.20** Output ( y) 4 0.00** 0.25 -2.45** Imported inflation ( p*) 2 0.12 0.16 -3.86** Ghi chú: Độ trễ được xác định theo tiêu chuẩn của Schwarz Criterion ADF kiểm định nghiệm đơn vị p với tính dừng KPSS kiểm định biến trong mô hình LM tính không dừng DF-GLS kiểm định t với tính dừng Sử dụng một cùng khoảng thời gian về kiểm định về lạm phát trong cả 3 kiểm định Với mức ý nghĩa 5% và 10% Kiểm định đơn vị loại bỏ sự chênh lệch về giá cả trong dữ liệu 12 tháng trên (theo bảng 1) . Bởi vì các biến này còn có nhiều tranh cải về vấn đề đồng liên kết nên chúng tôi đã lựa chọn theo tiêu chuẩn thực hành trong các tài liệu và ước lượng mô hình trong sự khác biệt). Ngoài ra, sự lựa chọn của chúng tôi cũng phản ánh một thực tế rằng việc phân tích tập trung vào các động lực ngắn hạn là trái ngược với với mối quan hệ cân bằng dài hạn giữa các biến, cũng như tính đến thời kỳ mẫu ngắn được xem xét. 3.3. Kết quả nghiên cứu GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 15 Trong thời kỳ khi nền kinh tế phải đối mặt với một cuộc khủng hoảng niềm tin, ERPT dự kiến sẽ tăng, đối lập với giai đoạn ổn định kinh tế vĩ mô ERPT dự kiến giảm. Bảng 2 cho thấy các hồi quy tuyến tính sử dụng lên đến ba độ trễ của rids và biên độ EMBI + spreads. Chúng tôi tìm thấy bằng chứng của tác động phi tuyến của ERPT đối với hai biến, phù hợp với giả thuyết ban đầu của chúng tôi. Bảng 2: Hồi quy tuyến tính Ridst-1 0.002 Ridst-2 0.000 Ridst-3 0.000 EMBI+t-1 0.001 EMBI+t-2 0.000 EMBI+t-3 0.000 Ghi chú: Những giá trị trên là giá trị p của biến F của kiểm định tuyến tính LM3 tương phản với LSTR phi tuyến Kết quả sử dụng rids như biến chuyển đổi là: πt = 0.001 + 1.379** πt-1 – 0.493** πt-2 + 0.086 πt-3 – 0.011Δyt – 0.003Δptimp + 0.040**Δet – 0.010Δet-1 + 0.016*Δet-2 – 0.018Δet-3 – 0.007Δet-4 + (-0.002** + 0.001Δet + 0.033**Δet-1 – 0.036**Δet-2 + 0.098**Δet-3 – 0.083**Δt-4)(15).G(ridt-1,y,c)+υt LSTR:G(ridt-1,y,c)=(1+exp{-99(ridt-1 -6.873)}-1) R2 = 0.999; Sigma = 0.0036; AIC = -11.174; AR (4) = 0.503; RNL = 0.152 Kết quả sử dụng biên độ EMBI + spreads như biến chuyển đổi là: πt = 0.002** + 1.322**πt-1 – 0.428**πt-2 + 0.058πt-3 + 0.018Δyt – 0.009** Δptimp + 0.0007 Δet + 0.002 Δet-1 + 0.014 Δet-2 – 0.016 Δet-3 + 0.012 Δet-4 + (-0.006 + 0.047**Δet + 0.027 Δet-1 – 0.037 Δet-2 + 0.099** Δet-3 – 0.102** Δt-4)(16).G(EMBIt-1,y,c) + υt LSTR: G(EMBIt-1,y,c) = (1 + exp {-4*(EMBIt-1 – 760,8**)}-1) R2 = 0.999; Sigma = 0.0035; AIC = -11.174; AR(4) = 0.336; RNL = 0.921 * biểu thị ý nghĩa ở mức 10%, và ** biểu thị ý nghĩa ở mức 5%; Sigma là sai số chuẩn của hồi quy; AIC là Akaike Information Criteria; AR (4) là một bài kiểm tra tương quan với 4 độ trễ và RNL là một LM-thử nghiệm cho phi tuyến còn lại trong mô hình. Hình 1: Biến chức năng và biến chuyển đổi GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 16 ERPT dài hạn được tính như sau: Theo cả hai thông số kỹ thuật, ước tính ERPT dài hạn là khoảng 1, i.e., tức là, truyền dẫn hoàn toàn, khi các chức năng chuyển đổi G bằng 1, nằm trong khoảng 0,4- 0,75 khi G bằng không. Vì vậy, kết quả cho thấy có một ảnh hưởng quan trọng của các chỉ số của sự bất ổn kinh tế vĩ mô trên ERPT. Hơn nữa, kết quả đại diện cho ước tính hợp lý cho ERPT ở Mexico trong giai đoạn phân tích, như các tài liệu đã thường được tìm thấy tỷ lệ cao hơn của tác động truyền dẫn cho đất nước này hơn so với hầu hết các thị trường mới nổi. GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 17 Hình 2: Biến chức năng và biến chuyển đổi ( biên độ EMBI + spreads) Tóm lại: - Mức độ tác động của ERPT đến giá tiêu dùng thường cao hơn ở các nước phát triển so với các nước có nền kinh tế mới nổi. Nói cách khác, tác động của ERPT đến giá tiêu dùng ở các nước có tỷ lệ lạm phát cao thì cao hơn so với các nước có tỷ lệ lạm phát thấp. - ERPT không diễn ra ngay lập tức mà có độ trễ nhất định, ERPT có khác biệt trong ngắn hạn và dài hạn. - ERPT sẽ cao hơn trong các thời kỳ khủng hoảng niềm tin, đối lập với giai đoạn ổn định kinh tế vĩ mô khi ERPT dự kiến giảm. - Việc áp dụng chính sách lạm phát mục tiêu có thể dẫn đến sụt giảm trong ERPT. - ERPT diễn ra không hoàn toàn, có xu hướng giảm và có sự khác nhau giữa các quốc gia, tùy vào đặc điểm của từng quốc gia. GVHD:GS.TS. Trn Ngc Th Nhóm3 - K22 - NH Đêm 1 Page 18 - ERPT đối với giá nhập khẩu thì mạnh hơn đối với giá sản xuất, giá tiêu dùng. Nguyên nhân do việc đo lường mức độ ERPT là CPI chứa đựng nhiều hàng hóa phi thương mại (non - tradable goods) mà theo lý thuyết, giá cả của mặt hàng phi thương mại này không bị ảnh hưởng trực tiếp bởi tỷ giá hối đoái. 4. KẾT LUẬN: Chúng tôi đã phân tích vai trò của phi tuyến tính trong truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào lạm phát tiêu dùng đối với thị trường mới nổi. Trong cách tiếp cận của chúng tôi, phi tuyến tính xuất hiện là kết quả của sự bất ổn kinh tế vĩ mô, chứ không phải là bất đối xứng về dấu hiệu và kích thước của thay đổi tỷ giá như trong các tài liệu trước đó. Chúng tôi trình bày lập luận này trong mô hình tăng giá ( mark-up) đơn giản của giá nhập khẩu. Trong điều kiện kinh tế khó khăn, các công ty không có động cơ để thích nghi trong việc gia tăng chi phí trong lợi nhuận của họ mà do đó dẫn đến ERPT cao hơn. Từ mô hình này, chúng tôi đưa ra mô hình phi tuyến tính thực nghiệm sử dụng hồi quy chuyển đổi đồng nhất (smooth transition regressions). Mô hình này sau đó được áp dụng cho dữ liệu Mexico từ tháng 1 năm 1992 đến tháng 12 năm 2005 Kết quả của chúng tôi cho thấy rằng ERPT dường như phụ thuộc vào việc đo lường sự bất ổn kinh tế vĩ mô (EMBI +spreads). Nghĩa là, ERPT xuất hiện là rất phi tuyến và phụ thuộc vào các biện pháp của niềm tin thị trường (market confidence). Nói cách khác, cuộc khủng hoảng kinh tế do các chính sách kinh tế vĩ mô kém có thể dẫn đến sự gia tăng trong ERPT. Mặt khác, môi trường ổn định hơn có thể giải thích cho sự sụt giảm trong ERPT. Mặc dù chúng tôi không tin rằng đây là kết quả duy nhất của ERPT ở Mexico và các nước mới nổi khác, kết quả của chúng tôi cho thấy việc áp dụng đúng đắn các chính sách trong thị trường mới nổi, chẳng hạn như đưa ra mức lạm phát mục tiêu