Tiểu luận Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 1 Tiểu luận Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 2 TÓM TẮT (ABSTRACT) Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) mục tiêu được đánh giá là chính sách tốt nhất trong nền kinh tế đô la hóa khi lương và giá cả đều liên quan đến TGHĐ. Riêng đối với Croatia, 1 nền kinh tế bị đô la hóa cao, những thực nghiệm điều tra được tiến hành trong nghiên cứu này chỉ ra rằng hiệu ứng truyền dẫn trở nên thấp hơn sau khi đạt được sự ổn định. Nghiên cứu này được thực hiện bằng các phương pháp khác nhau (VAR, đồng liên kết), đã chỉ ra rằng đô la hóa bị giới hạn trong các tài sản tài chính và vì vậy mà TGHĐ mục tiêu nghiêm ngặt có thể không phải là lựa chọn tốt nhất. Tuy nhiên những tác động của chính sách là không rõ ràng do tương tác nội tại trong hệ thống truyền dẫn đến cơ chế chính sách. Mục tiêu nghiên cứu: Tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng nhất định đến lạm phát của một nước, đặc biệt là những nền kinh tế nhỏ mở mới nổi. Bài nghiên cứu này nhằm mục đích nghiên cứu và phân tích hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến các chỉ số giá nội địa ở Croatia 1. GIỚI THIỆU (INTRODUCTION) 1.1 Tổng quan về Croatia - Chính sách tiền tệ ở Croatia đã rất thành công trong việc giảm lạm phát (tạo nên mức lạm phát thấp và ổn định cho nền kinh tế vào giữa những năm từ 1990) bằng cách sử dụng công cụ tỷ giá hối đoái như neo danh nghĩa:  Chính sách này được định nghĩa như “chiến lược tỷ giá hối đoái mục tiêu nghiêm ngặt  Đặc điểm: có một biên độ tỷ giá rất thấp và được điều tiết bởi ngân hàng trung ương trên thị trường ngoại tệ. - Tuy nhiên những thay đổi gần đây trong khuôn khổ pháp luật và việc gia tăng sử dụng các công cụ thị trường đã đặt ra vấn đề là chính sách này cần phải được điều chỉnh lại Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 3 trong tương lai để sự biến động của tỷ giá hối đoái được rõ ràng hơn và mức biên độ lớn hơn sẽ được nới lỏng phù hợp với những biến động của tỷ giá hối đoái, cụ thể là những thay đổi sau:  Luật mới của Ngân hàng quốc gia Croatian (CNB), xác định ổn định giá là nguyên tắc cơ bản của chính sách tiền tệ, làm giảm ảnh hưởng lên tỷ giá hối đoái.  Tự do hoá tài khoản vốn được yêu cầu như một phần của quá trình gia nhập liên minh châu Âu (EU) để thử nghiệm khả năng của CNB để duy trì kiểm soát chặt chẽ về tỷ giá hối đoái.  Sự phát triển của thị trường tài chính cung cấp những công cụ chính sách mới và làm giảm dần vai trò của dự trữ bắt buộc, mở ra những cơ hội mới cho những hoạt động sử dụng thị trường mở bởi CNB. - Sự thay đổi theo hướng này sẽ đạt được hiểu quả tốt hơn nếu hiểu biết về hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát trong nước. vậy làm thế nào những thay đổi trong tỷ giá hối đoái được lan truyền đến lạm phát trong nước. có 3 cách chủ yếu: o Biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng trực tiếp đến lạm phát thông qua việc thay đổi giá cả hàng hóa được mua bán thể hiện dưới dạng nội tệ. o Bằng việc thay đổi giá tương đương của những hàng hóa trong và ngoài nước, tỷ giá cũng ảnh hưởng gián tiếp lạm phát thông qua thay đổi những hoạt động trong nền kinh tế. Trong nền kinh tế nhỏ và mở (nơi chấp nhận giá trên thị trường thế giới) có lẽ mong đợi sự biến động tỷ giá sẽ tác động đến mức giá nội tệ, với mức g iá ở những giai đoạn khác nhau của dây chuyền sản xuất sẽ bị ảnh hưởng khác nhau.Trong trường hợp các yếu tố khác không đổi, giá nhập khẩu sẽ thay đổi một-một với tỷ giá, tuân theo quy luật một giá. Khi yếu tố đầu vào được thêm vào, việc đo lường giá tương ứng nên phản ánh giá trị nhập khẩu vào trong quá trình sản xuất. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 4 Tuy nhiên, ước tính hiệu ứng truyền dẫn này có thể đi chệch khỏi tiêu chuẩn vì một số lý do. Chiến lược giá cả trên thị trường nước ngoài có chiều hướng khiến hiệu ứng này vô dụng do: + Sự tồn tại của “chi phí thực đơn” kết hợp với điều chỉnh giá sẽ không có sự biến động đáng kể trong tỷ giá hối đoái miễn là nó ổn định và mức đó khá nhỏ so với một ngưỡng nên không được phản ánh trong thay đổi giá cả 4. + Những kỳ vọng và các hình thức khác nhau của sự biến động có thể ảnh hưởng lớn đến kết quả cuối cùng. ○ Thông qua giá trị của các kênh tài sản mà tỷ giá có thể ảnh hưởng đến lạm phát. Hiệu ứng truyền dẫn có xu hướng nhỏ hơn khi lạm phát thấp. một vài đặc điểm của nền kinh tế Croatia có thể ảnh hưởng đến độ lớn của hiệu ứng truyền dẫn, trong đó có 2 đặc điểm đáng chú ý: - Thứ nhất, Croatia ở mức trung bình khi so sánh với các nền kinh tế đang chuyển đổi khác về độ mở. - Thứ 2, Croatia là nền kinh tế bị “đô la hóa” nặng cùng với việc thay thế tài sản, và đo lường giá cả theo tỷ giá hối đoái. 1.2 Nỗi lo sợ về chế độ thả nổi tỷ giá và đô la hóa: - Hầu hết những dấu hiệu phát triển ở các nền kinh tế thị trường mới nổi chứng minh cho những gì Calvo và Reinhart (2000) gọi là "nỗi lo sợ của việc thả nổi":  Nguyên nhân: tại các nước này đồng ngoại tệ không được bảo vệ, điều này khiến cho hệ thống tài chính dễ bị thương tổn trước những biến động của tỷ giá hối đoái.  Kết quả: các ngân hàng trung ương ở các thị trường này cảm giác không thoải mái với biến động của tỷ giá hối đoái và can thiệp thường xuyên để ổn định tỷ giá. Chính sự can thiệp đôi khi quá nhiều đã khiến tỷ giá hối đoái mất đi sự linh hoạt - Croatia là một ví dụ nổi bật cho nổi lo sợ của việc thả nổi thể hiện ở các chính sách CNB phản ứng đến siêu lạm phát trong chiến tranh ở trước thập niên 90:  Hạn chế hoàn toàn sự lưu hành của Đồng Mác Đức. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 5  Sau khi sự ổn định đã đạt được vào năm 1994, chính sách tiền tệ vẫn tập trung vào mục tiêu tỷ giá hối đoái 6. CNB quy định biên độ tỷ giá tương đối thấp và sự can thiệp là khá có hệ thống.  Về điểm này, khi so sánh Croatia với các nền kinh tế chuyển đổi có những sự điều chỉnh tỷ giá hối đoái tương tự, như Cộng Hòa Séc, Slovakia, Slovenia, Rumani – tất cả, giống như Croatia là tiến hành “Việc thả nổi có quản lý” (theo sơ đồ phân loại của IMF) - và một chính sách “kiểm soát nhẹ" như Hungary thì nghiên cứu thấy rằng: o Đồng tiền Croatia, giống như các đồng tiền của Cộng Hòa Séc và Slovakia, đã khá ổn định suốt thời gian qua và thậm chí trong nhóm này việc thay đổi là tương đối ít hơn (Hình 1). Điều này được xác nhận bởi các biện pháp dễ thay đổi được trình bày trong bảng 1:Trong giai đoạn từ tháng 1/1994 – 7/2001, xác suất phần trăm thay đổi hàng tháng trong tỷ giá hối đoái Kuna/DM vượt quá biên độ 2,5% là chỉ có 1 khoản 1.1% (tức Croatia hiển thị sự chênh lệch tỷ giá hối đoái ít thay đổi nhất 7), thấp hơn nhiều đối với bất kỳ loại tiền tệ nào khác trong mẫu. o Khi tỷ giá là cố định, những chấn động về nhu cầu tiền và sự kỳ vọng được điều tiết bởi ngân hàng trung ương thông qua việc mua hoặc bán hàng dự trữ ngoại hối. Do đó, để phản ứng trước các chấn động, tính hay thay đổi của dự trữ ngoại hối và các cơ sở tiền tệ sẽ có tác động nghịch biến (những tương tác nội tại trong chính sách tỷ giá thả nổi có điều chỉnh) đến sự linh hoạt của TGHĐ. Bảng 1 chỉ ra rằng dự trữ ngoại hối và các cơ sở tiền tệ là dễ thay đổi nhất trong nhóm bảng các loại tiền tệ  Kết luận rút ra từ bảng 1: - Hậu quả của các chính sách của CNB là làm cho tỷ của các tỷ giá kuna/DM trong thực tế khó có thể thay đổi 8. - Mức biên độ thấp của tỷ giá, và việc hay thay đổi cơ sở tiền tệ, kết quả như được phản ánh trong lạm phát. Thật vậy, tính hay thay đổi của lạm phát xuất hiện tương Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 6 đối cao đến Cộng Hòa Séc và Slovakia, mặc dù một tỷ giá ổn định và một chính sách tiền tệ thắt chặt đã làm cho lạm pháp thấp ở Croatia. Bảng 1: Tính dễ thay đổi của các chỉ số được chọn trong một số tỷ giá hối đoái “thả nổi được quản lý”, 1994-2001. Xác suất mà tỷ lệ phần trăm hàng tháng thay đổi trong mức +/- 2,5% Tỷ giá 1/ tỷ giá thực sự hiệu quả 1/ Nguồn dự trữ 2/ Cơ sở tiền tệ 3/ Lạm phát 4/ Croatia 98.9 94.4 43.8 31.8 26.1 Công hòa Séc 81.1 90.0 58.4 59.1 36.4 Hungary 75.6 90.0 31.5 29.4 22.7 Romania 46.7 70.0 30.3 23.9 9.1 Công hòa Slovak 83.3 92.2 47.2 36.4 38.6 Slovenia 84.4 n.a. 49.4 28.4 22.7 Nguồn: CNB, IMF 1/ Trung bình hàng tháng, T1/1994 – Tháng 7/2001 2/ Cuối giai đoạn, T1/1994 – Tháng 7/2001 3/ Cuối giai đoạn, T1/1994 – Tháng 7/2001; Hungary: T1/2000- T5/2001 4/ Annualized tỷ lệ hàng tháng thay đổi trong giá tiêu dùng, T1/1994 – Tháng 7/2001 Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 7 HÌNH 1: TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI DM Ở NHỮNG NƯỚC ĐƯỢC CHỌN LỰA, 1994- 2001 (số trung bình hàng tháng) - Tình trạng đô la hóa: Những gì thúc đẩy nổi sợ về tỷ giả thả nổi? Do nền kinh tế bị đô la hóa, tình trạng này là đang mở rộng tại Croatia:  Tiền gửi ngoại tệ đại diện cho hơn 60% số lượng tiền tệ, chiếm tỷ lệ phần trăm lớn hơn đối với các mẫu còn lại (hình 2).  Nguồn gốc của hiện tượng này là do đất nước bị chiến tranh vào những năm đầu thế kỷ 19, sự bất ổn bao quát trong nền kinh tế và s iêu lạm phát nên người dân không tin tưởng vào đồng nội tệ nên đã chuyển sang nắm giữ đồng ngoại tệ và ngoại tệ cũng được sử dụng chính trong thanh toán nên xảy ra tình trạng đô la. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 8 Ngay cả sau khi sự ổn định trong vĩ mô đạt được trong năm 1994, đô la hóa tiếp tục kéo dài đến 1998, và không có dấu hiệu giảm kể từ đó Hình 2: Đô la hóa ở một số nước được khảo sát, 1994-2001 (Tỷ lệ phần trăm tiền gửi ngoại tệ trong nước/ tổng số lượng tiền tệ) Nguồn: IMF (Ghi chú: dữ liệu là vào cuối tháng 12 trong khoảng thời gian 1994 -2000, cuối tháng 5 trong năm 2001)  Dưới những hoàn cảnh đó, mọi chính sách tiền tệ độc lập là phải đối mặt với những rủi ro nghiêm trọng về sự bất ổn trong tài chính và hiệu quả của nó trong việc điều khiển lạm phát là bị nhiều giới hạn: o Sự thay đổi bất ngờ trong tỷ giá có thể gây ra thiệt hại trong bảng cân đối của công ty và cá nhân, gây ra sự gia tăng nợ xấu và vì thế đe dọa sự ổn định của hệ thống ngân hàng. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 9 o Ngoài ra, tác động của chính sách tiền tệ thắt chặt có thể bị yếu nếu hiệu quả của việc tăng giá tỷ giá hối đoái làm tăng những khoản nợ ngoại tệ của cư dân. o Trong trường hợp cực đoan của “tình trạng đô la hóa thực”, khi giá và lương được tính bằng đồng ngoại tệ, chính sách tiền tệ trở nên hoàn toàn không tác động và chỉ có thể dùng chiến lược là nhắm vào tỷ giá hối đoái (Ize and Levy Yeyati,2001).  Ngày nay đô la hóa ở Croatia chủ yếu là được thúc đẩy bởi tài sản thay thế, như là cư dân duy trì một tỷ lệ tiết kiệm của họ bằng đồng ngoại tệ và ngân hàng cung cấp khoản vay cũng bằng ngoại tệ hoặc có liên quan đến đồng ngoại tệ. Tình cờ quan sát cho thấy rằng nhiều giá, chủ yếu là bất động sản và hàng tiêu dùng lâu bền chủ yếu đều liên quan đến tỷ giá. Điều này sẽ lý giải cho hệ số truyền dẫn lớn. Các nội dung chính của bài nghiên cứu: - Tổng quan các nghiên cứu trước đây - Phương pháp nghiên cứu - Nội dung và các kết quả nghiên cứu - Kết luận 2. CƠ SỞ LÝ LUẬN (LITERATURE) Mối quan hệ giữ tỷ giá hối đoái và các mức giá cả đã nhận được nhiều sự quan tâm của mọi người kể từ khi hệ thống Bretton Wood sụp đổ. Tuy nhiên có rất ít các nghiên cứu hoàn chỉnh phân tích về hiệu ứng truyền dẫn, ảnh hưởng của việc biến động của tỷ giá hối đoái đến việc đo lường giá cả hàng hóa nội địa khác cũng như chuỗi sản xuất. (giá hàng hóa XNK, lạm phát tiêu dùng). Đa số là các nghiên cứu chú trọng theo từng mảng phân khúc như hiệu ứng trung chuyển trong giá XNK, hoặc đồng bộ hóa việc đo lường các mức giá khác nhau. Golberg và Knetter (1997) nghiên cứu về hiệu ứng truyền dẫn đến giá nhập khẩu và câu hỏi được đặt ra là tại sao hiệu ứng truyền là không hoàn toàn. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 10 Dornbusch (1987) và Krugman (1987) tìm ra nguyên nhân của cơ chế truyền dẫn không hoàn toàn (nhỏ hơn tỷ lệ 1:1) là do sự cạnh tranh không hoàn hảo hoặc định giá theo thị trường (pricing to market). Các nhà sản xuất nước ngoài có thể điều chỉnh giá cả của họ để duy trì thị phần ổn định trong nền kinh tế nội địa. chiến lược này có thể làm cho mức truyền dẫn bằng 0. Gosh và Wolf (2001) nhận định rằng hiệu ứng truyền dẫn không hoàn hảo trong ngắn hạn là do sự gia tăng chi phí thực đơn (menu cost) Goldfajn và Werlang (2000) chỉ ra các yếu tố quyết định mức độ truyền dẫn là trạng thái tuần hoàn của nền kinh tế, sự đánh giá quá cao hoặc quá thấp lúc đầu, mức độ lạm phát ban đầu và độ mở của nền kinh tế. họ cũng phát hiện ra rằng hiệu ứng truyền dẫn đạt đỉnh điểm sau 12 tháng. McCarthy (2000) phân tích mô hình tự hồi quy VAR đứng yên (kết hợp chuỗi phân phối giá đệ quy) về sự ảnh hưởng của những biến động tỷ giá và giá cả hàng hóa nhập khẩu đến giá cả của nhà sản xuất và giá tiêu dùng. Ông chọn mẫu 9 quốc gia phát triển, và nhận thấy rằng tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng giới hạn và không đáng kể đến giá tiêu dùng trong khi giá nhập khẩu có ảnh hưởng mạnh mẽ hơn. Clark (1999) kiểm định sự phản ứng của giá cả tại các giai đoạn khác nhau của quá trình sản xuất trong các bối cảnh khác nhau, cụ thể là phản ứng với các diễn biến bất ngờ của chính sách tiền tệ nội địa. Ross (1998) đánh giá về Slovenia, sử dụng phương pháp đệ quy nền kinh tế. Kuijs (2001) phân tích sự truyền dẫn của chính sách tiền tệ ở Slovakia sử dụng mô hình VAR đồng liên kết cấu trúc. Theo quan điểm kỹ thuật, các phân tích thực tế phải đối mặt với vấn đề là hầu hết các chuỗi thời gian được phân tích mà không có tính dừng. Các ước lượng OLS không có giá trị tạo ra vấn đề của “hồi quy sai”. Bằng việc lựa chọn các biến có sai phân bậc nhất sẽ Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 11 giúp tránh được sai lầm đó. Dưới đây là một số nghiên cứu sử dụng kỹ thuật đồng liên kết để lý giải cho việc không có tính dừng và quan hệ nhân quả tại cùng giai đoạn: Kim (1998) trình bày những bằng chứng của Mỹ về vấn đề mối quan hệ nhân quả của tỷ giá hối đoái với giá cả trong mô hình hồi quy VAR đồng liên kết. ông nhận thấy rằng hệ số truyền dẫn trong dài hạn là 0.24 nhưng không chỉ rõ vấn đề như thế nào trong ngắn hạn. Murgasova (1996) sử dụng phương pháp Johansen Maximum Likelihood (ML) để phân tích ảnh hưởng của việc đồng peseta giảm giá trong suốt cuộc khủng hoảng tiền tệ giai đoạn 1992-1993. bà nhân thấy rằng hiệu ứng truyền dẫn có tỷ lệ 1-1 lên giá nhập khẩu nhưng chỉ 10% đến giá tiêu dùng. Hiệu ứng truyền dẫn thấp là do vị trí tuần hoàn bù đắp của nền kinh tế. Dellmo (1996) tập trung vào mối quan hệ việc đo lường mức giá ở Thụy Điển trong 1 “I (1)framework” , tính đến những nhân tố mà có thể giới hạn sự tương tự nhau được mong đợi, giống như sự khác nhau giữa lợi nhuận biên và năng suất. Juselius (1999) phân tích sự hội tụ của mức giá trong một I(2) framework đầy đủ 3. PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU(METHODOLOGY AND DATA) 3.1 Phương pháp nghiên cứu: sử dụng 2 phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu trong ngắn hạn sử dụng mô hình hồi quy VAR tiêu chuẩn (sai phân bậc nhất) được ước lượng, mô hình cơ bản của chuỗi phân phối chuyển thành cấu trúc đệ quy của ma trận phương sai- hiệp phương sai. Điều này sẽ giúp chúng ta nhận biết được những thay đổi dột ngột từ việc biến đổi tỷ giá hối đoái và ảnh hưởng của nó lên lạm phát ở Croatia. Cấu trúc này là phiên bản đơn giản hóa phiên bản của McCarthy (2000), người đã lựa chọn mô hình chuỗi sản xuất- mô hình được tạo bởi Blanchard (1983) và Christino et al (1997). Giảm thiểu sự phức tạp (số lượng biến) phần lớn là do thiếu dữ liệu cho Croatia. Một hạn chế lớn của lần nghiên cứu này là mối quan hệ nhân quả được giả định Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 12 của tỷ giá hối đoái với giá cả. Gỉa định cho rằng giá cả không biến động trong ngắn hạn, vì lý thuyết ngang giá sức mua giữ lại, tỷ giá hối đoái được kỳ vọng để biến động. Điều này hàm ý rằng quan hệ nhân quả cũng có thể diễn ra theo cách khác. Các phân tích được dựa trên những quan sát hàng tháng. Một điểm yếu khác của cách tiếp cận này là tiêu chuẩn đánh giá để ước lượng hệ thống VAR khác nhau đã đề cập ở trên, cụ thể là việc không thể thỏa mãn giả thuyết cân xứng thông tin và kết quả là thiếu ý nghĩa thống kê. Trong dài han, để đánh giá chi tiết hơn về những giới hạn đã đề cập ở trên, mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và mức giá sẽ được xem xét theo cách tiếp cận đồng liên kết. Các kết quả từ phương pháp này phải được xử lý cẩn thận bởi vì khoảng thời gian quan sát khá giới hạn (khoảng 6 tháng) và các quan sát hàng tháng chịu sự tác động của một tỷ lệ “nhiễu tín hiệu” cao. 3.2 Dữ liệu Dữ liệu của bài nghiên cứu là chuỗi thời gian hàng tháng được lấy từ nguồn dữ liệu của IMF hoặc được cung cấp bởi CNB (ngân hàng trung ương Croatia). Mặc dù các quan sát thường bắt đầu từ tháng 1/1992 nhưng mẫu quan sát được giới hạn bắt đầu từ tháng 1/1994 do sự ổn định chỉ đạt được vào cuối năm 1993. Các quan sát cho M4 bắt đầu từ tháng 6/1994. Thời kỳ ước lượng bị giới hạn do bởi các chỉ số giá nguyên liệu thô có sẵn kết thúc vào cuối tháng 1/2001. Trong mục này đầu tiên chúng ta sẽ làm nổi bật các lập luận ước lượng cố định liên quan đến tác động truyền dẫn của tỷ giá hối đoái vào lạm phát ở Croatia. Sau đó, chúng ta sẽ chuyển sang những vấn đề của tính dừng. hầu hết các chuỗi thời gian cơ bản được sử dụng là không dừng (ở các mức ý nghĩa khác nhau). Cuối cùng các vấn đề của quan hệ nhân quả sẽ được thảo luận. 3.2.1 Mô tả dữ liệu: Trong biểu đồ số 3 và A1 chúng tôi đưa ra những minh chứng đầu tiên về giả định đệ quy của chúng tôi. Biểu đồ số 1 trình bày chuỗi thời gian (dưới dạng logarit) về tỷ giá hối đoái trung bình của đồng HKR/DEM và ảnh hưởng của tỷ giá hối đoái danh nghĩa Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 13 (NEER- được tính toán bởi IMF), cùng với chuỗi 2 giá trị, chỉ số giá sản xuất (MPI- manufacturing price index) và chỉ số giá bán lẻ (RPI), tất cả được điều chỉnh về ý nghĩa và phạm vi. Việc xem xét bằng mắt thường chỉ ra rằng RIP hầu như không bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi tỷ giá, thực tế, chỉ số này dường như có khuynh hướng ổn định. Chỉ số giá sản xuất, chỉ số phản ánh công nghiệp có biểu hiện trái ngược hoàn toàn, có xu hướng theo sau tỷ giá, mặc dù rất ít. Sự gia tăng đáng kể trong tỷ giá hôi đoái suốt nửa cuối năm 1995 được phản ánh rõ ràng trong chỉ số giá sản xuất 1 năm sau đó. Sự giảm giá kéo dài của đồng Kuna bắt đầu từ đầu năm 1998 dẫn đến sự gia tăng trong mứ giá, rõ nét nhất là trong khoảng 12-15 tháng sau. Đánh giá bước đầu này được xác định bởi biểu đồ A1, thể hiện mối tương quan chéo giữa sự thay đổi trong tỷ giá và những thay đổi tiếp theo sau trong các chỉ số giá đã trình bày. Biểu đồ A1: sự tương quan chéo giữa sự thay đổi trong tỷ giá với chỉ số giá bán lẻ và chỏ số giá sản xuất Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 14 Biểu đồ A1 chỉ ra rằng có sự tương quan giữa sự thay đổi trong tỷ giá và sự thay đổi trong MPI là cùng chiều từ tháng thứ 9 đến tháng thứ 26 với đỉnh điểm là khoảng giữa tháng 13 và 16, sau xấp xỉ 1 năm. Đỉnh của hệ số tương quan không cao (0.22) và có ý nghĩa không đáng kể. Điều này có thể là do trong thực tế MPI chứa đựng những khoản mục ít bị tác động của tỷ giá. Ở Croatia không xảy ra tình trạng giảm giá đột ngột do đó mức giá thay đổi theo khuyng hướng của tỷ giá là khó khăn hơn. Phương pháp tương quan chéo dành cho RPI được trình bày trong biểu số 3: giá bán lẻ hầu như không bị ảnh hưởng bởi xu hướng của tỷ giá hối đoái,hệ số tương quan thay đổi, và không cao hơn 0.1 Biểu số 3: tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá 3.2.2 Quan hệ nhân quả Granger (Granger Causality) Trong phần này, kiểm định nhân quả Granger từng đôi dựa trên độ trễ của chuỗi thời gian đơn (kiểm định chuẩn F) được cung cấp. Mối quan hệ nhân quả đầu tiên được phân Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 15 tích (xem bảng B1 phần phụ lục) cho thấy 4 thực tế: đầu tiên, không có quan hệ nhân quả granger trong việc thay đổi trong cung tiền (DM4) đến khoảng sự chênh lệch sản lượng bị từ chối ở hầu hết các độ trễ. Điều này có thể được giải thích như một sự tranh cãi về khía cạnh nhu cầu truyền thống, sự tăng trưởng tiền mạnh mẽ gia tăng cán cân thực và gây ra cầu vượt cung. Thứ 2, sự gia tăng trong chỉ số giá bán lẻ (DRIP) giúp giải thích sự chênh lệch sản lượng. Thứ 3, có thể gây nhiều ngạc nhiên hơn, giả thuyết sự chênh lệch sản lượngkhông gây ra quan hệ Granger đến chỉ số giá nguyên liệu thô (được tính toán bởi HWWA ) bị loại bỏ một cách mạnh mẽ. Chúng tôi không đề xuất bất kỳ sự giải thích nào cho cho hiện tượng thống kê lạ này và giải thích nó như một sự sai sót. Và cuối cùng, chỉ số nguyên liệu thô giống nhau có vẻ tác động điều khiển chỉ số giá sản xuất. Kết quả này phù hợp với mẫu chuỗi phân phối đã được chọn như lý do cơ bản cho cấu trúc đệ quy của mẫu quan sát thực tế: đề xuất được đưa ra (DHWWA HPOGAP DKDAV DMPI DRPI DM4) không đo lường các sự đối nghịch mạnh mẽ trong thực tế. Ở mức 1 độ trễ, chỉ duy nhất giả thuyết DKDAV ảnh hưởng DM4 bị từ chối ở mức 5%. Thử nghiệm với đề xuất khác (nhóm DM4 trước hoặc sau HPOGAP)không thay đổi kết quả nhiều. Chú ý rằng sự thay đổi trong tỷ giá hối đoái dẫn dắt lạm phát trong chỉ số giá sản xuất MPI chỉ ở mức 3 độ trễ và chỉ số giá bán lẻ hoàn toàn không bị tác động. 3.2.3 Tính dừng (Stationarity): Trong phần này, yêu cầu về sự liên kết (tích phân) của dữ liệu được làm rõ. Để ước tính mô hình VAR không giới hạn (the unrestricted VAR) (có nghĩa là không có sự chặt chẽ đồng liên kết dài hạn)), chuỗi thời gian được giả định là có tính dừng. Bảng B2 (trong phần phụ lục) trình bày các đặc tính. Hai kiểm định tiêu chuẩn của phương pháp kiểm định nghiệm đơn vị (unit root test) được áp dụng, tranh luận bởi Dickey-Fuller (ADF), và Phillips -Perron (PP). Những kiểm định này được thực hiện bắt đầu từ tháng 1 năm 1994 (trừ cung tiền M4, chỉ có từ tháng 6 năm 1994) đến tháng 5 năm 2001(nếu có). Đối với Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 16 loại kiểm đ ịnh này, giả thuyết vô hiệu (the null hypothesis)1 của nghiệm đơn vị đơn vị (unit root - UR) được kiểm định dựa trên sự loại trừ tính dừng. Về nguyên tắc tất cả các biến được quan tâm là không mang tính dừng ở các mức ý nghĩa và nhưng mang tính dừng ở sai phân bậc nhất. Hai trường hợp ngoại lệ là chỉ số RPI và sản lượng công nghiệp (IP) / chênh lệch sản lượng. Một bất ngờ nhỏ đó là một chuỗi dữ liệu mức giá chung theo thời gian có thể được xem là mang tính dừng dừng, hầu hết các bằng chứng thực nghiệm từ các nước khác nhau chỉ ra trình tự cao hơn của sự kết hợp, bao gồm tính không dừng tiềm ẩn của tỷ lệ lạm phát, đó là sai phân bậc nhất. Các hình ảnh ấn tượng ban đầu của tính dừng xu hướng được xác nhận bởi thực tế rằng, nếu kiểm định nghiệm đơn vị không bao gồm một xu hướng thời gian, tính dừng bị bác bỏ. Chuỗi dự liệu IP tự nó không biểu hiện hành vi xu hướng mạnh mẽ, và độ chênh lệch sản lượng cũng vậy, xem biểu đồ A2 trong Phụ lục. Trong phần đầu của điều tra thực nghiệm, mô hình VAR đệ quy (recursive VAR), chuỗi dữ liệu sẽ được bao hàm trong sai phân bật nhất ngoại trừ chênh lệch sản lượng. Mô hình VAR đồng liên kết (The cointegrated VAR) chỉ sử dụng ba chuỗi thời gian (tỷ giá hối đoái và hai chỉ số giá: MPI và RPI, tại tất cả các mức ýnghĩa). Trong phần này, chúng tôi sẽ trình bày các mô hình và kết quả báo cáo từ việc tiếp cận mô hình VAR mang tính dừng và không mang tính dừng , VAR liên kết 4. NỘI DUNG NGHIÊN CỨU VÀ KẾT QUẢ (RESULT) 4.1 Mô hình hồi quy VAR Theo McCarthy (2000), chúng tôi giả định trật tự đệ quy, theo đó những cú sốc trong cung quốc tế (xấp xỉ bằng chỉ số giá cả hàng hóa HWWA) và những cú sốc trong cầu (như là thước đo của chênh lệch sản lượng) là ngoại sinh đối với những cú sốc của tỷ giá 1 Giả thuyết vô hiệu (the null hypothesis) hay còn gọi là giả thuyết không, thường ký hiệu là Ho, tức là một giả thuyết ngược lại với những gì mà nhà nghiên cứu tin là sự thật Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 17 hối đoái trong giai đoạn t. Chúng được xác định trong từng giai đoạn bằng những dự báo của giai đoạn trước đó và sai số: Trong đó: là lạm phát trong giá cả hàng hóa thế giới đo lường chênh lệch sản lượng đầu ra thay đổi trong tỷ giá hối đoái là những cú sốc tương ứng xảy ra ở từng giai đoạn. Cú sốc tỷ giá hối đoái này hiện diện trong dữ liệu lạm phát nội địa, đầu tiên ở cấp độ của nhà sản xuất, và sau đó ở cấp độ bán lẻ. Sự khác biệt chính đối với những vấn đề đặt ra nói trên là chúng tôi không bao gồm thước đo giá nhập khẩu do thiếu dữ liệu, và không mô tả rõ hành vi của ngân hàng trung ương. Crô-a-ti-a là một nền kinh tế mở nhỏ mà không có sức mạnh đáng kể trên thị trường thế giới, chúng tôi kỳ vọng rằng hiệu ứng truyền dẫn trên giá nhập khẩu sẽ hoàn toàn trong thời gian ngắn hơn. McCarthy bổ sung thêm hai biến, cụ thể là lãi suất và tăng trưởng tồn lượng tiền (money stock growth), để phản ánh hành vi cầu tiền. Trong bài Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 18 nghiên cứu này, hai biến số trên không được đưa vào, vì Crotia không có một thị trường tiền tệ đầy đủ chức năng, lãi suất sẽ không phản ánh được hành vi của loại thị trường. Các biến sau này được tính theo cách không chuẩn xác, bởi vì cấu trúc đặc thù của cung tiền tệ Croatia, bởi trình trạng đô la hóa đối với đồng mark Đức - DEM cao. Do đó, tồn lượng tiền (money stock) được định nghĩa là M4 phản ánh hành vi của ngân hàng trung ương (MO/M1) cũng như quyết định khu vực tư nhân, cả hai đều được giả định để thích ứng với các biến nêu trên: Bắt đầu từ mô hình VAR cấu trúc (Structural VAR - SVAR) được trình bày bởi một tập hợp các phương trình tuyến tính động dưới dạng: là vecto đa chiều (số chiều p = 6) chứa các biến được quan tâm mô tả quan hệ đồng biến giữa các biến A (L) ma trận đa thức hữu hạn trong hàm độ trễ L (lag operation) là vector (có thể giải thích được) của phá vỡ cấu trúc, lấy từ phương trình mô tả hệ thống (xem ở trên) với ma trận hiệp phương sai . Các phần tử trên đường chéo chính khác 0 của B sẽ cho phép những cú sốc tác động đến nhiều hơn một biến. Như chúng ta biết, mô hình cấu trúc không được quan sát. Dưới những điều kiện nhẹ (mild conditions) (Nghịch đảo ), chúng ta có thể trình bày quá trình tự hồi quy mang tính dừng p-chiều (the p-dimensional stationary autoregressive process ) theo cách sau đây : Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 19 Vector VAR phần dư là n.i.i.d với ma trận phương sai - hiệp phương sai (VCV) đầy đủ . Từ điều này, chúng ta có thể nhận ra các mối quan hệ giữa các ma trận phương sai - hiệp phương sai VCV (không quan sát) và (quan sát) , Trong mẫu, ta có . Định nghĩa này đòi hỏi những hạn chế áp đặt lên A, B. Phương pháp Cholesky decomposition, đề xuất bởi Sims (1980), là phương pháp tốt nhất được biết đến (và tiếp theo là McCarthy (2000)). Theo chiến lược này, ma trận A giả định là ma trận tam giác dưới, trong khi B được giả định là ma trận đường chéo: Trong kế hoạch này, những cú sốc xác định phụ thuộc vào sự sắp xếp biến. Đệ quy áp đặt là những đánh giá chính đã được nêu trong cơ sở lý luận. Thật vậy, một cấu trúc đệ quy hàm ý rằng "mức độ của nội sinh" tăng lên theo sự sắp xếp biến. Trong trường hợp của chúng tôi, lập luận này dựa trên phương pháp Cholesky có thể bị đảo lộn: dây chuyền sản xuất và các mô hình tham gia giới hạn hợp lý hoá một cách chính xác loại cấu trúc này. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 20 ► Kết quả: VAR ở sai phân bậc nhất được ước tính với ba độ trễ, vì sự hiện diện các yếu tố nhiễu chuỗi thời gian hàng tháng so với quan sát hàng quý. 6 * 3 = 18 đơn vị tính toán của các đa thức đặc trưng nằm trong vòng tròn đơn vị, do đó hệ thống ổn định. Theo kiểm tra trực quan, phần dư của các chuỗi đưa ra một số lượng các giá trị ngoại lai có ý nghĩa thống kê, như chúng tôi dự báo bất thường có ý nghĩa (significant non-normality). Để kiểm tra xem liệu mô tả các dữ liệu này có phù hợp với giả định của các sai số tín hiệu nhiễu (white noise errors), tương quan chuỗi đa biến của các số dư được tính toán. Sử dụng phương pháp nhân tử Lagrange (Multiplier Lagrange ) (phân phối là (36)), giả thuyết vô hiệu của sự không tự tương quan không bị bác bỏ ở mức 10% cho bất kỳ độ trễ nào <10, ngoại trừ độ trễ 6 (có ý nghĩa tại mức 10%, nhưng không phải ở mức 5%). Trong bảng 2 trình những thống kê chéo đơn . Do tính quá bất thường của chỉ số giá cả, tính bình thường đa biến (multivariate normality ) bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%, . Bảng B3 trình bày ma trận tương quan số dư. Các yếu tố nằm ngoài đường chéo gần bằng 0, như vậy không có sự tương quan đồng thời được bác bỏ bởi VAR. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 21 Nhóm thức 2 của kiểm tra quan hệ nhân quả Granger được tiến hành trong mô hình VAR ước tính (xem Bảng B4 trong phụ lục). Những thay đổi trong cung tiền M2 (Broad money) dường như có mối quan hệ nhân quả lên chênh lệch sản lượng (output gap), giá vật liệu ảnh hưởng đến MPI, nhưng không ảnh hưởng RPI, và sự loại trừ tỷ giá hối đoái đồng Mark Đức và Kuna như là "nguyên nhân" cho các mức giá cả không có thể bị bác bỏ ở mức ý nghĩa thông thường. Bây giờ chúng ta chuyển sang phương pháp phân tích phương sai và hàm số đẩy cho mô hình VAR ước tính. Trong khi các thể thức chia biến động trong biến nội sinh thành những cú sốc thành phần đến các biến nội sinh trong mô hình VAR, hàm số đẩy theo dõi các tác động của một cú sốc đến một biến nội sinh trên các biến khác thông qua cấu trúc năng động của mô hình VAR. Phương pháp phân tích phương sai hơn mười giai đoạn cho những thay đổi trong tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá cả được trình bày trong biểu đồ A4-A6. Nói chung, phương sai của cả ba biến chủ yếu là giải thích bởi sự đổi mới tại tất cả các giới hạn. So sánh hai chỉ số giá cả cho thấy rằng những thay đổi trong chỉ số nguyên liệu và tỷ giá hối đoái ảnh hưởng chỉ ở mức độ nào đó đến sự thay đổi trong MPI. Thú vị là, sau này có một tác động đồng thời lên phương sai MPI. Trong trường hợp đối với RPI, tầm quan trọng cho các biến đổi khác là không đáng kể. Điều này khẳng định rằng chỉ số giá trung gian ở mức độ nào đó ảnh hưởng bởi những thay đổi trong tỷ giá hối đoái, trong khi chỉ số giá bán lẻ theo định hướng người tiêu dùng không phản ứng lại với các yếu tố bên ngoài. Hàm số đẩy (The impulse response functions) được thể hiện trong hình A7 và A8. Biểu đồ A7 (bằng cột) trình bày những phản ứng tới thay đổi trong tỷ giá hối đoái, lạm phát sản xuất và lạm phát bán lẻ (manufacturing inflation and retail inflation). Các phản ứng là hầu như không đáng kể cho bất kỳ cặp biến nào. Việc thiếu ý nghĩa thống kê này là do ba yếu tố chính: thứ nhất, thực tế là khoảng thời gian quan sát chỉ khoảng bảy năm. Thứ hai, quan sát là hàng tháng và do đó phải chịu một tỷ lệ tín hiệu nhiễu cao (high signal-to-noise ratio). Thứ ba, biến động nhỏ trong dữ liệu, đặc biệt là tỷ giá hối đoái, làm Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 22 giảm độ chính xác trong dự báo. Trong biểu đồ A7, MPI cho thấy một phản ứng tích cực nhưng không đáng kể với các cú sốc tỷ giá. Thay vào đó, RPI hầu như không phản ứng tại tất cả các thay đổi của tỷ giá. Sự phản ứng có tích lũy đối với sự xáo trộn trong sai phân bậc nhất (biểu đồ A8) đem đến một cái nhìn rõ hơn: Các ảnh hưởng mang ý nghĩa cho tất cả các biến trong cả giai đoạn, và sự ảnh hưởng rõ ràng (nhưng hầu như không đáng kể) có thể quan sát được ở MPI, nhưng đối với RPI thì không . Một lần nữa cho thấy rằng rằng tỷ giá hối đoái có tác động lâu dài lên giá sản xuất. Thay vào đó, quá trình phát triển ngắn hạn của RPI thay vì có vẻ như được dẫn dắt bởi các biến không được thiết lập theo mô hình hiện tại. Mặc dù những kết quả này không mang lại những xác nhận chắc chắn về về hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn do thiếu các ý nghĩa thống kê, chúng được so sánh với những gì đã được tìm thấy trong thiết lập mô hình tương tự của một số nước phát triển tự do thả nổi bởi McCarthy (2000). Giá nhập khẩu có tác động đáng kể đến các đo lường thuận theo mức giá cả, tuy nhiên, tỷ giá hối đoái thì không. Kết quả này có thể không được xác thực trong thiết lập mô hình của chúng tôi, đó là chỉ số không được công bố cho Croatia. Việc thiếu hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá đáng kể ( pass-through) ở giai đoạn thứ hai có thể được hiểu đó là bằng chứng gián tiếp của các giới hạn thảo luận ở trên: do định giá theo thị trường cũng như các ràng buộc về thể chế, chẳng hạn như các mức giá bị quản chế2 cho nên đã làm giảm tác động của sự truyền dẫn của tỷ giá hối đoái. Thông tin hạn chế trong các kết quả trên cho thấy một phương pháp tiếp cận khác, có tính đến mức độ của thông tin hiện hữu trong dữ liệu. Trong phần sau đây, chúng tôi sẽ tập trung vào các mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và chỉ số giá cuối cùng, trong trường hợp giá bán lẻ. 4.2 CÁCH TIẾP CẬN ĐỒNG LIÊN KẾT: Cách tiếp cận đồng liên kết VAR có thể bổ sung những thông tin có giá trị vì một số lý do. Thứ nhất, đặc tính của đồng liên kết là không đổi với sự tăng thêm của thông tin, 2 Các mức giá bị quản chế là các mức giá được hình thành do quyết định có ý thức của cá nhân hay hãng nào đó chứ không phải do các yếu tố tác động của thị trường Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 23 cụ thể, nếu chuỗi thời gian không dừng đồng liên kết trong các mô hình nhỏ, nó cũng sẽ như vậy trong các mô hình lớn hơn. Điều này cho phép ước lượng một mô hình chỉ bao gồm tỷ giá và những mức chỉ số giá, dẫn đến các hệ số được ước lượng chính xác hơn. Thứ 2, những cấu trúc lý thuyết tốt cho phép đặt ra những giới hạn trong ngắn và dài hạn và cho phép phân tích cả hai loại động lực. Thứ 3, vấn đề quan hệ nhân quả Granger được phân tích trên một khuôn khổ trực tiếp hơn. Kết quả của việc kiểm tra nguyên nhân được kỳ vọng khác so với những kết quả trên bởi vì chỉ có 3 chuỗi thời gian được quan tâm được đưa vào mô hình. Những kiểm định đa chiều chỉ ra rằng khi được ước lượng với 3 độ trễ ở trên, trong sự tương qua của hệ thống VAR đồng liên kết 3 biến ở độ trễ 1 thì có ý nghĩa tại mức 5%, nhưng không có ý nghĩa tại độ trễ 4. Hệ thống nhỏ nhất, không có tự tương quan sai số, thì bao gồm 4 độ trễ và cho phép định giá sơ bộ chuỗi thời gian đơn lẻ như báo cáo tại bảng 3. Ghi chú: r là bậc liên kết, p là số biến (3) và dgf là bậc tự do. Các mục chỉ ra kiểm định 2 có giá trị cao hơn 95% - giá trị tới hạn (2 (dgf)), chỉ ra sự bác bỏ giả thiết rỗng (null). Sự bác bỏ này được in đậm. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 24 Chuỗi thời gian là nền tảng cho hệ thống được ước lượng và tính dừng bị bác bỏ tất cả. Kiểm định cá biệt chỉ ra rằng trong mô hình nhỏ hơn, yếu tố ngoại sinh yếu trong chỉ số giá trung gian MPI không thể bác bỏ trong tất cả những lựa chọn của r - độ đồng liên kết. Kiểm tra đa chiều chỉ ra rằng không có sự tương quan ở mức quy ước tại độ trễ 1 và 4 (tương ứng p-values là 0.96 và 0.4), bình thường khi phần dư VAR một lần nữa bị bác bỏ một cách mạnh mẽ. (ghi chú rằng hiệu lực của kết quả trong mô hình đồng liên kết sẽ dựa vào giả định rằng sai số là i.i.d, không phải n.i.i.d.. Nó rất quan trọng để tính toán sự tương quan sai số, nhưng không cần thiết cho bình thường) Kiểm định thống kê ngẫu nhiên ARCH không có ý nghĩa. Do đó, mô hình dường như đã được xác định rõ. Cho nên, VAR đồng liên kết được ước lượng làm tăng tính ngoại lai của MPI. Chú ý rằng yếu tố ngoại sinh của MPI thấp hơn kiểm đinh tương quan một chút (0.86 và 0.18). Sự tương quan đồng thời giữa hai biến nội sinh là -0.032. Khảo sát một hệ thống nhỏ hơn chỉ bao gồm tỷ giá và MPI, kết quả là không có sự đồng liên kết từ 2 yếu tố này. Thiết lập mô hình: Mô hình đồng liên kết VAR (k) có thể thể hiện ở dạng chỉnh sửa sai lệch (ECM) như sau: Xt là quá trình tự hồi quy p chiều, k là độ trễ, εt là sai số i.i.d với mức ý nghĩa 0 và phương sai Ω, và Dt bao gồm những biến giả liên quan và mùa vụ. Theo giả định I(1) rằng bậc∏= r<p, chúng ta có thể phân tích ∏ = αβ’ trong đó α, β là ma trận p x r bậc r, và có hạng đầy đủ (p-r), là phần bù trực giao của α, β và Xu hướng bị giới hạn để đạt đến khoảng cách đồng liên kết, đó là , vì chúng ta không theo dõi xu hướng toàn phương trong dữ liệu. Sự thể hiện Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 25 số bình quân di động của I(1) này xác định quá trình tạo ra dữ liệu cho Xt như công thức của sai số t , giá trị ban đầu A0, và biến trong Dt. Điều này được đưa ra bởi: Trong đó ma trận ảnh hưởng . C*(L) là một đa thức hữu hạn trong toán tử trễ L, A0 là một công thức của những giá trị đầu. Những vector đồng liên kết được ước lượng bằng hồi quy giáng cấp của ΔXt trong (Xt-1,t), được chỉnh sửa những khác biệt do trễ và hằng số, xem Johansen (1996), Theorem 6.2. Mô hình ước lượng thể hiện 84 quan sát và mang một xu hướng bị giới hạn khoảng cách đồng liên kết như các biến giả cố định và theo mùa, để lại 58 bậc tự do. ►Kết quả: Thống kê kiểm tra vết cho hạng đồng liên kết được báo cáo trong bảng 4 được ước lượng sử dụng quá trình hợp lý cực đại thông tin hoàn chỉnh của Johansen. Bảng 4: Kiểm tra Bậc đồng liên kết: H0 λi Trace Trace95 r = 0 r < 1 0.271 0.131 38.28 11.79 25.47 12.39 Giả định r=0 bị bác bỏ, trong khi giả định thứ 2 thì không. Những bằng chứng cho r=1 có thể được lấy từ hệ số điều chỉnh được ước lượng α, hệ số cũng chỉ ra sự điều chỉnh có ý nghĩa (trong mức độ của hiệu chỉnh sai số) chỉ trong vector đồng liên kết đầu tiên. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 26 Chỉ có giá trị riêng của ma trận đồng hành đạt điểm r=1. Trong những phân tích còn lại, chúng tôi sẽ giả định một vector đồng liên kết. Bảng 5 cung cấp những ước lượng không giới hạn của mối quan hệ đồng liên kết β và hệ số điều chỉnh α, được bình thường hóa trong RPI. Bảng 5 : Ước lượng không giới hạn Variable Β Α KDAV RPI MPI (exog.) Trend -0.327 1 -0.404 -.001 0.211 (4.123) -0.187 (3.603) Để cho dễ dàng hơn, chúng tôi sẽ viết lại mối quan hệ cân bằng dài hạn trên như sau: RPI = 0.327KDAV + 0.404MPI + 0.001 t Do đó, chỉ số bán lẻ di chuyển cùng chiều với tỷ giá và MPI theo thời gian, càng về sau càng ảnh hưởng lớn. Hệ số của KDAV có thể được hiểu là hệ số truyền dẫn dài hạn, chỉ ra rằng nội tệ mất giá 10% thì cho kết quả tăng lên 3.3% của chỉ số giá tiêu dùng. Điều này không thể được coi là một quy luật, bởi vì kết quả này không được xuất hiện thuyết phục theo thuyết Lucas – từ một mô hình cấu trúc. Nó chỉ ra một sự truyền dẫn có ý nghĩa, sẽ cao hơn ở những nước có mức độ dola hóa thấp hơn. Tuy nhiên, quy mô của nó không cho thấy rằng việc chỉ số hóa rộng rãi tiền lương và giá cả thì được báo cáo bằng các quan sát ngẫu nhiên. Mặt khác, chỉ số giá sản xuất có hệ số dài hạn khoảng 0.4, chỉ ra rằng 40% thay đổi trong MPI có ảnh hưởng đến RPI. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 27 Hệ số hiệu chỉnh có ý nghĩa cho RPI có dấu hiệu đúng và chỉ ra sự điều chỉnh sai số có ý nghĩa. Tuy nhiên chú ý rằng những quan điểm đề cập ở trên chỉ ra rằng tỷ giá là (1 phần) trong chính sách tiền tệ của Croatia, đó là 1 phần của chính sách quản lý thả nổi (hoặc không). 5. KẾT LUẬN Bài nghiên cứu tập trung vào hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá tại Croatia, cụ thể, là đo lường mức độ thay đổi của tỷ giá sẽ ảnh hưởng đến chỉ số giá nội địa như thế nào. Đo lường hiệu ứng truyền dẫn thì rất quan trọng vì một số lý do. Những nhà chức trách tiền tệ có xu hướng xem tỷ giá như một kênh quan trọng của cơ chế lan truyền tiền tệ. Đặc biệt đối với nền kinh tế mở và nhỏ như Croatia, điều này rất quan trọng cho những nhà làm chính sách để dánh giá mức độ ảnh hưởng của tỷ giá lên lạm phát trong nước. Một hiệu ứng truyền dẫn rộng hơn, nếu liên quan đến việc khuyếch tán chỉ số hóa (diffused indexation) tiền lương và giá cả (“đô la hóa thực”), nó sẽ dẫn đến một hạn chế nghiêm trọng trong hiệu quả chính sách tiền tệ và đòi hỏi phải tập trung hoàn toàn tỷ giá. Dựa trên những giả định này, phương pháp điều hành chính sách tiền tệ tại Croatia dựa trên tinh thần “tỷ giá mục tiêu nghiêm ngặt – strict exchage rate targeting”. Bài nghiên cứu ước lượng hệ số truyền dẫn bằng cách sử dụng 2 mô hình. Thứ nhất là stationary, mô hình vector tự hồi quy (VAR) (recursive vector autoregressive) khi mà những cú sốc của tỷ giá được đưa vào chỉ số giá sản xuất và chỉ số giá bán lẻ. Mặc dù chỉ số giá trung gian ban đầu dường như phản ứng với sự thay đổi của tỷ giá như với sự thay đổi của giá hàng hóa, nhưng chỉ số giá bán lẻ thì không như vậy. Mặc dù thiếu chỉ số giá nhập khẩu có thể sẽ ảnh hưởng đến sự chính xác của những ước lượng ở Croatia, nhưng nó phù hợp với những tìm kiếm của McCarthy về các nền kinh tế phát triển nhất. Phương pháp thứ 2 là VAR đồng liên kết - Cointegrated VAR, chứa những thông tin trong các dữ liệu không dừng (non-stationary) được khai thác đầy đủ. Chú ý trong dài hạn, kết quả càng rõ ràng hơn. Hiệu ứng truyền dẫn từ tỷ giá đến chỉ số giá trung gian không thể xác định được nhưng hệ số truyền dẫn khoảng 0.3 là đối với chỉ số giá bán lẻ. Kết quả khác Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 28 biệt định tính trên có lẽ lý do là cấu trúc đệ quy (recursive structure) giải thích sự truyển dẫn khá hẹp như một quan hệ nhân quả với sự thay đổi của tỷ giá, trong khi trong cách tiếp cận đồng liên kết (cointegration approach) thì mối quan hệ truyền dẫn có thể được xem như một kết quả của nền kinh tế vĩ mô, không cần thiết phải giải thích mối quan hệ nhân quả. Theo ý nghĩa này, thì nghiên cứu đệ quy (recursive approach) đòi hỏi nhiều hơn. Trong bất cứ tình huống nào, những hệ số được ước lượng hiếm khi được xem như là bằng chứng của việc khuếch tán tác động của tỷ giá lên các giá cả và tiền lương. Có lý do để thận trọng trong giải thích kết quả. Thứ nhất, sự hiện diện của những giá cả bị quản lý và kiểm soát có thể sẽ làm giảm độ nhạy của giá tiêu dùng trong quá khứ. Tuy nhiên, khi giá cả được tiến tới thả nổi, hệ số truyền dẫn chắc chắn sẽ tăng. Thứ 2, sự biến động của tỷ giá trong những giai đoạn trong mẫu khảo sát thì cực kỳ thấp. Điều này đã tạo ra sự khó khăn để xác định mối quan hệ có ý nghĩa thống kê với những biến khác. Quan trọng hơn, sự truyền dẫn không thể được trông đợi vẫn như vậy trong điều kiện khác. Không có gì đảm bảo rằng khi sự thay đổi của tỷ giá trở nên rõ ràng hơn, nền kinh tế sẽ phản ứng theo cách tương tự như trên. Nếu thay đổi một cơ chế mới không được công chúng hiểu rõ, sự thay đổi của tỷ giá hối đoái lớn hơn có thể dễ dàng gây nên mất ổn định. Nói tóm lại, những kết quả dường như khuyến khích thay đổi dần dần chính sách cũ - chính sách tỷ giá hối đoái mục tiêu nghiêm ngặt (strict exchange rate target). Mặc dù các cảnh báo trước đã nêu ở trên, những tìm kiếm cho thấy Croatia còn xa để trở thành nền kinh tế bị đô la hóa hoàn toàn, và chỉ số hóa giá cả với tỷ giá được giới hạn trong quá khứ. Từ 1994, suốt chặng dài lịch sử lạm phát thấp, CNB đã ban hành những quốc thư và luật NHNN mới hoàn toàn độc lập và tập trung vào lạm phát. Những quy định giám sát tiến bộ và cẩn trọng được điều chỉnh để đảm bảo rủi ro tiền tệ sẽ được đưa vào các tài khoản ngân hàng, hệ thống tài chính trở nên ít bị tổn thương hơn. Sự phát triển của thị trường tài chính cung cấp cho người dân công cụ để phòng ngừa rủi ro tiền tệ. Như một Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 29 hệ quả, ảnh hưởng của bảng cân đối nhất định sẽ trờ nên ít quan trọng, tăng cường ảnh hưởng của chính sách tiền tệ. Tuy nhiên, những tìm kiếm của bài nghiên cứu này không thể được hiểu rằng nó ủng hộ một sự thay đổi trong chính sách. Cần có nhiều nghiên cứu hơn nữa để đánh giá về sự thay đổi cho các nhà làm chính sách. Sự thành công đã qua về chính sách tiền tệ trong vấn đề làm giảm lạm phát và tình trạng dễ bị tổn thương kéo dài của hệ thống tài chính do sự biến động của tỷ giá chỉ ra rằng chúng ta cần có một cách tiếp cận thận trọng hơn. Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 30 PHỤ LỤC A. HÌNH Hình A1 Hình A2 Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 31 Hình A3 Hình A4 Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 32 Hình A5 Hình A6 Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 33 Hình A7 Hình A8 Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 34 B. BẢNG Bảng B1 Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 35 Bảng B2 Bảng B3 Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 36 Bảng B4 Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4 GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page 37 TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Pass-through of Exchange Rate and Import Prices to Domesctic Inflation in Some Industrialized Economic, Jonathan McCathy (2000) 2. How Do Exchange Rate Affect Import Prices- Recent Economic Literature and Data Analysis, by Cathy L Jabara, Office of Industries U.S International Trade Commission, October 2009. 3. Exchang Rate Pass-Through and The Inflation Environmetn in Idustrialized Country: An Empirical Investigation, by Jeannine Balliu and Eiji Fujii, June 2004 4. Goods Prices and Exchange Rate: What Have We Learned, Pinelopi Koujianou Goldberg& Micheal M.Knetter, 1997. 5. Hiệu ứng trung chuyển tác động của tỷ giá đến giá cả và lạm phát, TS Nhật Trung- TS Nguyễn Hồng Nga, www.sbv.gov.vn 6. Các website: www.vneconomy.vn www.worldbank.org www.imf.org www.saga.vn