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.