Mã số: …………….
Phản ứng của tỷ giá hối đoái tr
ư
ớc cú sốc chính sách
tiền tệ, ứng dụng mô hình DSGE và SVAR cho Việt
Nam
1
TÓM TẮT ĐỀ TÀI
Lý do chọn đề tài
Việt Nam trong quá trình hội nhập với nền kinh tế toàn cầu, hoạt động xuất
khẩu, nhập khẩu hàng hóa,dịch vụ ngày càng phát triển, tăng
trưởng
với tốc độ cao dù
kinh tế quốc gia cũng như tình hình thế giới đang phải đối mặt với nhiều khó khăn.
Thị
trường
ngoại hối hình thành và ngày càng phát triển, Việt Nam đã tăng
lượng
dự
trữ ngoại hối lên cao. Để kiểm soát lạm phát, ngân hàng nhà
nước
thực hiện các chính
sách thắt chặt tiền tệ
Trong tình hình đó, việc xem xét sự biến động của tỷ giá hối đoái là rất quan
trọng trong chính sách tiền tệ của mỗi quốc gia chính vì vậy, đề tài này muốn hướng
tới các phản ứng của tỉ giá hối đoái trước cú sốc chính sách tiền tệ nhằm mô tả một
cách xác thực nhấttrong việcsử dụng các công cụ hữu ích về kinh tế lượng
Mục tiêu nghiên cứu
Bài viết tập trung vào phân tích
trường
hợp nền kinh tế nhỏ mở thông quan mô

ước lượng
các tham số cho các biến của mô hình DSGE. Xây
dựng phân phối tiên nghiệm cho các tham số
chưa
biết của mô hình. Từ các biến quan
sát, xây dựng phương trình likelihood cùng với phân phối tiên nghiệm thiết lập từ
trước để xác định các phân phối hậu nghiệm cho các tham số. Cuối cùng, dựa vào
phương
pháp Monter Carlo và Markov chain Monte Carlo (MCMC) để tóm tắt thống
kê lại phân phối hậu nghiệm của tham số. Từ các kết quả trên, chúng tôi
ước
lượng
hàm phản ứng đẩy (IRF) xem xét phản ứng của các biến
trước
tác động của các cú sốc
kinh tế vĩ mô.
Sau đó chúng tôi
ước
lượng thêm các mô hình VAR Recursive với cách thiết
lập thay đổi trật tự của các biến để có được hàm IRF. Sau đó đem so sánh với hàm
IRF từ mô hình DSGE để lựa chọn mô hình VAR Recursive có thiết lập phù hợp để
xem xét phản ứng của các biến
trước
tác động của cú sốc thắt chặt chính sách tiền tệ.
Nội dung nghiên cứu
Bài viết dựa trên ý tưởng của ba bài nghiên cứu chính: Lubik, T.A.,
Schorfheide, F., 2007.
―Do
central banks respond to exchange rate move-ments? A
structural

ước lượng được
các hàm IRF của các mô hình VAR sau đó xem xét với hàm IRF
đã
ước lượng trước
đó của DSGE cùng với những vấn đề puzzle xuất hiện (nếu có) để
nhân định về mô hình VAR.
Đóng góp của đề tài
4
Xây dựng được một mô hình DSGE cơ sở để so sánh và có thể
được
sử dụng
để đánh giá phần nào tình hình kinh tế của Việt Nam.
Ước
lượng hàm IRF xem xét
phản ứng và mức độ phản ứng, thời gian trở về trạng thái ổn định của các yếu tố kinh
tế vĩ mô khi chịu tác động của các cú sốc trong
nước
và thế giới.
Xây dựng mô hình VAR theo nhiều cách áp đặt trật tự khác nhau đối với VAR
đệ quy và áp đặt dấu phản ứng của các biến trong mô hình VAR dấu hiệu hạn chế.
Hướng
phát triển của đề tài
Trong mô hình DSGE vẫn tồn tại nhiều tham số không thật sự phản ánh được
tình hình Việt Nam. Thứ nhất :do khách quan vì nhiều hạn chế về dữ liệu (độ dài, tín
tin cậy) và cách phân tích lựa nên mô hình không tránh khỏi những sai sót về mặt kỹ
thuật và
phương
pháp và đồng thời do hạn chế chủ quan của chúng tôi
chưa
thể nắm

pháp phù hợp hơn với tình hình của Việt Nam. Cuối cùng, hiện nay nhiều nhà
nghiên cứu đã xây dựng phát triển và hoàn thiện mô hình DSGE, có nhiều hướng
nghiên cứu như áp đặt giá trị tham số rồi
ước
lượng hay để mô hình tự
ước
lượng
tham số hoặc cả hai.
Từ đó, chúng tôi hướng đến việc mở rộng mô hình thêm các biến nước ngoài
như một biến nội sinh để xem xét phản ứng của nền kinh tế như thế nào trước cả cú
sốc trong và ngoài nước toàn diện hơn. Tiếp theo,tìm kiếm những nguyên nhân dẫn
đến các puzzle và cải thiện mô hình VAR để hạn chế bớt những nguyên nhân do vấn
đề kỹ thuật.
MỤC LỤC
DANH M

Ụ C T Ừ V I

Ế

T
T

Ắ

T


DANH M

Ụ C
H

Ì
NH .

6
1. TỔNG Q U

AN V

Ề C Á

C NGHI Ê

N C

1.1. Các nghiên c ứ

u v

ề chí n

h sách tiền
t
ệ: .

8
1.1.1. Jonathan K

earns a n

d P

hil Manne r


.

11
1.2. Các lý th u

y ế

t về v ấ

n đề
puzzle
.

15
1.3. Các nghiên c ứ

u dùng m ô hình V

AR x e 17
1.3.2. A l

m uth S c

holl, H

arald Uhlig (20 0

9) .

19
1.4. Các m ô hì n

h DS G

E tr o

ng t h

ự
heid

e .

27
1.4.3. Tingguo Z

heng, H

u i

m i

ng Guo
(

2C
ỨU .

29

2.1. Các lý th u

y ế

t và x â

y d ờng p h

ái trong m ô hình D

SGE .

29
2.1.3. Các
b

ư
ớc


31
2.1.4. Tổng quan v

ề giải pháp cho m ô h ì

nh
D

S
GE:
.

33
2.2. Mô hình Structur a

l V e

ctor Autor e

gression
33
2.2.2.
Ph

ư
ơng pháp u

ớc
l

ư
ợ

n
ng sai .

36
3. MÔ HÌNH DSGE C H

O N

Ề N K I

NH T

Ế N H

Ỏ M Ở VÀ
Ư

37
3.1. Mô hình DSGE c

ho n

ề

n kinh t ế n

h ỏ m ở SOE: .

37
3.1.1. Mô hình n

ề n kinh t ế n h

ỏ m ở c ụ t

h ể hóa .

D

S
GE
cho
V

i
ệ
t
N

n
g trình đo
l

ư
ờ

ng : .

m

47
3.4. K ế t qu ả
ư
ớc l

ư
ợ

n
h

ư
ơ
ng sai .

56
4. K Ế T QU Ả T Ừ MÔ H Ì


t .

57
4.2. VAR h ạ n c

h ế d

ấ u
h
i

ệ

u



65
TÀI LI Ệ U THAM
K

H
Ả

O

1
PH Ụ L Ụ

C A: K Ế

T Q U

Ả KI ỂM Đ

Ị NH T Í

NH
D


M VÀ H

Ậ U NGH I

Ệ

M C

Ủ A TH A

M
S

Ố
7
PH Ụ L Ụ

C C: T H

ÔNG TIN K

Ỹ T

HU Ậ T T

H

Ự

C HI ỆN
DSG

E

8
PH Ụ L Ụ

C D:
P
HƯƠ

N
G PHÁP

Ố .

9
PH Ụ L Ụ

C E: T H

U Ậ

T TOÁN D

Ấ

U HI Ệ

U H

Ạ N CH Ế – SIGN

Ngang giá lãi suất không phòng ngừa
PPP Purchasing Power Parity
Ngang giá sức mua
REER
Real Effective Exchange Rate
Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực
NEER Nominal Effective Exchange Rate
Tỷ giá hối đoái hiệu dụng danh nghĩa
IRF
Impulse Response Function
Hàm phản ứng đẩy
SOE
Small Open Economy
Nền kinh tế nhỏ, mở
CPI Consumer Price Index
Chỉ số giá tiêu dùng
AR Auto Regressive
Tự hồi quy
MCMC Markov chain Monte Carlo
IMF International Monetary Fund
Quỹ tiền tệ quốc tế
SBV State Bank of Vietn a

m
Ngân hàng nhà
nước
Việt Nam
SVAR Structural VAR
DANH MỤC BẢNG
B ả ng 1: T ậ

n

d,
Anh.
.

9
B ả ng 3: N

gu ồ n d ữ li ệ

u sơ c

ấ p c ủ a mô hì n

h .

43


ệ

m c ủ a các th a

m
s
ố
.

49
B ả ng 6: K ế

t qu ả
ư
ớc.

52
B ảng 7: P

hân rã
ph

ư
ơ

n
g sai theo c á

ấ u hi ệ u h ạ

n
ch

ế
.

63
DANH MỤC HÌNH
Hình 1: T ậ

p h ợ p k ế t q u

ả 4 lo ạ i ti ề n t ệ: Đô l

a Ú

c, đô la Ca n

ada, đô la New Zeala n

d và
đồ ng B ả ng


e
d
ov e

r s

hooting p u

zzle‖. 15
Hình 3: M

ột cách điệ u hóa c

ủa
―

f
orward
di s



e puzzle‖.
.

16
Hình 5: B ằ

ng ch ứ

ng
―
d
el

a


18
Hình 6: B ằ

ng ch ứ

ng
―
d
el

a
y

e
d
over s


n t ệ ,dùng VAR c ấ u tr ú

c.

20
Hình 8:C a

nada: P

h ả n ứ

ng v ớ i cú s ố c chí n

h sá c

h t i

ề n t ệ ,d ù

ng V A

R c

ấ

u
trúc.

h ụ

y Đ i

ể n: P

h

ả n ứ

ng v ớ i c

ú s ố c c hí

nh sách t i

ề n t ệ ,dù n

g V

AR c

ấ u trú c

. 22
Hình 11: H à



.

24
Hình 12: H à

m I R

F
tr

ư
ớ

c cú s ố c c

hính sá c cú s ố c c

hính sá c

h t i

ề

n t ệ c ủa áp đặ t 2 c ủa VAR đ

ệ q

u

y . 25
Hình 14: H à

m I R

F
tr

ư


c (

g i

á so sánh nă

m
19

9
4

) .
.
44
Hình 16: Đồ th ị l ã

i s u

D t h

eo t h

ờ i
gi

a
n

. .

46
Hình 18: H à

m p h

ả


SGE
d

ư
ới t

ác đ

ộ ng c ủ a cú s ố c c

h í

nh sách t i

ề n t ệ

55
Hình 20. VAR đệ q u

y áp đ

.

61
Hình 23: Phân p h

ố i I R

F m ô hình VAR d

ấ u h i

ệ u h ạ n
ch

ế
.

64
Hình 24: 2

0 ph ả n ứ

ệ

m v

à phân ph ố i h

ậ u nghi ệ

m c ủ a các t

h a

m s

ố . 7
1. TỔNG QUAN VỀ CÁC NGHIÊN CỨU
TRƯỚC
ĐÂY
1.1. Các nghiên cứu về chính sách tiền tệ:
1.1.1. Jonathan Kearns and Phil Manners (2005)
―The
impact of monetary policy on the exchange rate: a study using
intraday
data
‖
Bài nghiên cứu này sử dụng dữ liệu nội nhật (intraday data) để
ước lượng

đồng Bảng Anh.
Thứ nhất, tính trung bình, một sự thắt chặt bất ngờ 0.25% sẽ dẫn đến sự gia
tăng tỷ giá 0.35%, với các
ước lượng
đối với mỗi quốc gia riêng rẽ từ ¼ - ½ %. Các
kết quả này chỉ báo rằng sự thay đổi của chính sách tiền tệ chỉ chiếm một phần rất nhỏ
trong sự biến động quan sát thấy của tỷ giá hối đoái ở những quốc gia này.
Thứ 2, sự thay đổi trong chính sách tiền tệ có hiệu ứng khác nhau lên tỷ giá phụ
thuộc vào việc
người
dân kỳ vọng như thế nào vào chính sách
tương
lai. Các tác giả
đưa
ra một kết quả bất ngờ đó là sự kỳ vọng vào chính sách
tương
lai có một tác độn
lớn hơn đối với tỷ giá hối đoái (khoảng 0.4%) nhiều hơn so với chỉ do sự thay đổi
trong chính sách tiền tệ mà không có sự thay đổi trong kỳ vọng chính sách
tương
lai
(khoảng 0.2%).
Kết luận:
-Thứ nhất, tỷ giá tăng trung bình khoảng 1 ½ % trước sự gia tăng bất ngờ
1% trong chính sách lãi suất. Đối với các quốc gia riêng rẽ khoảng 1 – 1.8%. tính
trung bình, một sự thắt chặt bất ngờ 0.25% sẽ dẫn đến sự gia tăng tỷ giá 0.35%, với
các
ước lượng
đối với mỗi quốc gia riêng rẽ từ ¼ - ½ %.
- Tác động của chính sách tiền tệ lên tỷ giá hối đoái

lại một bất ngờ trong chính sách chỉ dẫn đến một sự thay đổi có thể đoán
trước
chỉ
0.9% (0.2%). Các kết quả này,
đưa
ra sự tiên đoán không biết
trước
sự thay đổi của
tỷ giá cân bằng trong dài hạn, bởi vì sự phản ứng ngay lập tức trong tỷ giá hối đoái
cao hơn so với lý thuyết ngang giá lái suất đã đề xuất, đưa thêm một sự khó hiểu
của thực nghiệm.
1.1.2. John B. Taylor (2001):
“The Role of the Exchange Rate in Monetary Policy
Rules”
Trong bài nghiên cứu này, Taylor tổng hợp và tóm tắt các nghiên cứu về vai trò
của tỷ giá hối đoái trong quy luật chính sách, đồng thời đưa ra các lời giải thích hợp
cho các kết quả trước.
Tác giả xem xét lại các ngụ ý trong một số nghiên cứu gần đây về tính
đưa
ra
một chính sách tiêu chuẩn: Laurence Ball (1999), Lars Svensson (2000), and myself
(1999b). Các nghiên cứu này xem xét quy tắc chính sách dạng:
i
t
= fπ
t
+ gy
t
+ h
0

hợp đơn giản của
các dạng phi tuyến tính với các độ trễ của sản lượng, lạm phát, lãi suất và tỷ giá hối
đoái.
Các thông số chính sách là f, g, h
0
và h
1.
Nếu f > 1, g > 0, và h
0
= h
1
= 0, thì quy
tắc chính sách không phản ứng trước tỷ giá hối đoái (Taylor, 1993). Các thông số h
trong
phương
trình bằng 0 là quy tắc chính sách tiền tệ trong nền kinh tế đóng và khác
không là quy tắc chính sách tiền tệ trong nền kinh tế mở, tuy nhiên thuật ngữ này có
thể dẫn đến nhầm lẫn bởi vì trong thực tế, một chính sách tối
ưu
có thể thiết lập cho cả
h
0
và h
1
đều bằng 0, hay xấp xỉ
như
thế.
Một câu hỏi về vai trò của tỷ giá trong quy tắc chính sách là liệu rằng các thông
số h có nên bằng không và nếu
như

đưa
ra
bởi Obstfeld và Rogoff là h
0
< 1 và h
1
= - h
0
; do đó, lãi suất phản ứng
trước
sự thay
đổi trong tỷ giá hối đoái; điều này có thể là một giải thích đại số tốt hơn cho ý tưởng
rằng một sự gia tăng trong tỷ giá hối đoái sẽ dẫn đến nới lỏng tiền tệ,
nhưng
không có
mô hình cấu trúc để mô phỏng một cách ngẫu nhiên quy tắc và thật sự khó khăn để
tìm ra lời giải thích nào tốt hơn.
Ball (1999) tìm ra h
0
= -0.37 và h
1
= 0.17. Ông tìm ra đây là các giá trị thông số
chính sách tối
ưu
sử dụng trong mô hình nền kinh tế mở đơn giản với giá chậm thay
đổi (sticky prices). Dấu hiệu và độ lớn phù hợp với giải thích theo quy tắc thực
nghiệm
được
đề xuất bởi Obstfeld và Rogoff, vì cả h
0

tương
tự
như
Ball (1999). Svensson tìm ra các thông số h
0
= -0.45
và h
1
= 0.45. Mô phỏng của Svensson (2000) chỉ ra rằng quy tắc này làm giảm độ lệch
chuẩn của lạm phát từ 2.1 xuống còn 1.8%; tuy nhiên, nó cũng làm gia tăng phương
sai của sản
lượng
từ 1.7 lên 1.8%. Vì vậy, quy tắc chính sách, mà phản ứng trước tỷ
giá hối đoái theo cách này, có thể phá hỏng output performance.
Cuối cùng, xem xét nghiên cứu thứ 3 của dạng quy tắc chính sách tiền tệ với
một mô hình khác với một sự vận dụng khác. Theo Taylor (1999b), tác giả xem xét
quy tắc chính sách tiền tệ mà có dạng giống
như
của Ball and Svensson. Các hệ số h
0
= -0.25 và h
1
= 0.15 và đây là một ứng cử cho quy tắc chính sách tiền tệ cho ngân
hàng trung
ương
Châu Âu (the European Central Bank - ECB). Tỷ giá hối đoái e
t
là tỷ
giá dollar – euro. Do vậy, sự giảm giá 10% của đồng EURO so với đồng USD tạo ra
sự gia tăng 0.1 điểm phần trăm (10%) trong lãi suất mục tiêu của ECB. Thấy rằng các

nền kinh tế mở là
―bao
nhiêu trong phản ứng của lãi suất nên có
được trước
tỷ giá hối
đoái trong cơ chế tiền tệ của tỷ giá hối đoái linh hoạt, lạm phát mục tiêu, và quy tắc
chính sách tiền tệ. các nghiên cứu đến ngày hôm nay chỉ báo rằng quy tắc chính sách
tiền tệ mà phản ứng trực tiếp
trước
tỷ giá hối đoái- cũng
như
là
trước
lạm phát và sản
lượng
– không làm tốt hơn so với lạm phát và sản
lượng
cân bằng, và
thường
làm xấu
hơn, hơn so với quy tắc chính sách mà không phản ứng trực tiếp tới tỷ giá hối đoái.
Bài nghiên cứu này cố gắng giải thích cho kết quả tìm ra bằng cách khẳng định
hiệu ứng gián tiếp của tỷ giá hối đoái lên lãi suất. hiệu ứng gián tiếp này tồn tại thậm
chí nếu ngân hàng trung
ương
thực thi quy tắc chính sách mà không có hiệu ứng tỷ giá
hối đoái trực tiếp. Tính ì (quán tính – inertia) kết hợp với các kỳ vọng hợp lý dẫn đến
hiệu ứng gián tiếp này. Hiệu ứng gián tiếp có thể
ưu
điểm khi so sánh với hiệu ứng

―f
orward
discount puzzle‖. Nguồn: Almuth
Scholl, Harald Uhlig (2008):
―New
evidence on the puzzles: Results from agnostic
identification on monetary policy and exchange
rates‖
Theo Sím(1992) ; Grilli và roubini(1995,1996) khi nghiên cứu chính sách tiền
tệ cho một vài quốc gia ở nước G7 đã xuất hiện một hiện tượng lạ, là khi thắt chặt
chính sách tiền tệ có thể dẫn đến đồng nội tệ giảm giá và nó được gọi là hiện tượng
exchange rate puzzle(sự khó hiểu của giá). Tác giả cũng nhắc đến trong một paper
trước
đó (2005)
Hình 4: Một cách điệu hóa của
―
exchange
rate puzzle‖. Nguồn: Almuth Scholl,
Harald Uhlig, 2005. "New

Eviden c

e on

the

Puzzles.

Re s


cách áp đặt sign restricted (áp đặt dấu hiệu hạn chế) theo Uhlig(2005a) lên phản ứng
của các biến
Dữ liệu: tác giả nghiên cứu cho ba cặp: US và Germany; US và UK; US và
nhật bản trogn thời gian 1975:T07 đến 2002:T07 theo t và tổng 6 quốc gia của G7 với
US trong giai đoạn 1997: T04 đến 2001:T12.
Phương pháp: sử dụng mô hình VAR và áp đặt dấu hiệu hạng chế (sign
restriction) với hai cách áp đặt.
Trong cách áp đặt thứ nhất: để có kết quả vững chắc về hiện tượng
―dela
yed
overshooting puzzle‘ tác giả áp đặt lên giá cũng
như
là tỷ số
lượng
dự trữ đảm bảo so
với toàn bộ dự trữ là không tăng là không tăng khi thắt chặt chính sách tiền tệ và vì thế
tránh
được
hiện tượng sự bất
thường
của giá
―prcie
puzzle
‖
và không áp đặt hạn chế
đối với chính sách tiền tệ .
Kết quả cách áp đặt thứ nhất:
Hình 5: Bằng chứng
―
delayed

Hình 6: Bằng chứng
―
delayed
overshooting puzzle‖ theo cách áp đặt thứ hai.
Nguồn: Almuth Scholl, Harald Uhlig (2008):
―New
evidence on the puzzles: Results
from agnostic identification on monetary policy and exchange
rates
‖
.
Đầu tiên xem xét trong trường hợp của US-Germanu, mặt dù chêch lệch lãi
suất gần giống như
trước,
nhưng phản ứng của tỷ giá hối đoái danh nghĩa rất yếu.
Phần bù mong đợi dai dẳng và lớn. Bằng chứng sai lệch rõ ràng với
đường
zero chỉ ở
phía
dưới
phân vị 16% ,mẫu hình
tương
tự cho các cặp còn lại.
1.3.2. Almuth Scholl, Harald Uhlig (2009)
all”
“Monetary policy and exchange rate overshooting: Dornbusch was right after
Tác giả nghiên cứu giả thuyết exchange rate overshooting của Dornbush là một
từ khóa trung tâm trong kinh tế vĩ mô quốc tế. Tuy nhiên, các nghiên cứu thực nghiệm