Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
1
Tiểu luận

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

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
2

TÓM TẮT (ABSTRACT)
Tỷ giá hối đoái (TGHĐ) mục tiêu được đánh giá là chính sách tốt nhất trong nền kinh
tế đô la hóa khi lương và giá cả đều liên quan đến TGHĐ. Riêng đối với Croatia, 1 nền
kinh tế bị đô la hóa cao, những thực nghiệm điều tra được tiến hành trong nghiên cứu này
chỉ ra rằng hiệu ứng truyền dẫn trở nên thấp hơn sau khi đạt được sự ổn định.
Nghiên cứu này được thực hiện bằng các phương pháp khác nhau (VAR, đồng liên
kết), đã chỉ ra rằng đô la hóa bị giới hạn trong các tài sản tài chính và vì vậy mà TGHĐ
mục tiêu nghiêm ngặt có thể không phải là lựa chọn tốt nhất. Tuy nhiên những tác động
của chính sách là không rõ ràng do tương tác nội tại trong hệ thống truyền dẫn đến cơ chế
chính sách.
Mục tiêu nghiên cứu: Tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng nhất định đến lạm phát của một

động sử dụng thị trường mở bởi CNB.
- Sự thay đổi theo hướng này sẽ đạt được hiểu quả tốt hơn nếu hiểu biết về hiệu ứng
truyền dẫn của tỷ giá hối đoái đến lạm phát trong nước. vậy làm thế nào những thay đổi
trong tỷ giá hối đoái được lan truyền đến lạm phát trong nước. có 3 cách chủ yếu:
o Biến động tỷ giá hối đoái ảnh hưởng trực tiếp đến lạm phát thông qua việc thay
đổi giá cả hàng hóa được mua bán thể hiện dưới dạng nội tệ.
o Bằng việc thay đổi giá tương đương của những hàng hóa trong và ngoài nước,
tỷ giá cũng ảnh hưởng gián tiếp lạm phát thông qua thay đổi những hoạt động
trong nền kinh tế.
Trong nền kinh tế nhỏ và mở (nơi chấp nhận giá trên thị trường thế giới) có lẽ
mong đợi sự biến động tỷ giá sẽ tác động đến mức giá nội tệ, với mức giá ở những
giai đoạn khác nhau của dây chuyền sản xuất sẽ bị ảnh hưởng khác nhau.Trong
trường hợp các yếu tố khác không đổi, giá nhập khẩu sẽ thay đổi một-một với tỷ
giá, tuân theo quy luật một giá. Khi yếu tố đầu vào được thêm vào, việc đo lường
giá tương ứng nên phản ánh giá trị nhập khẩu vào trong quá trình sản xuất.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
4

Tuy nhiên, ước tính hiệu ứng truyền dẫn này có thể đi chệch khỏi tiêu chuẩn vì
một số lý do. Chiến lược giá cả trên thị trường nước ngoài có chiều hướng khiến
hiệu ứng này vô dụng do:
+ Sự tồn tại của “chi phí thực đơn” kết hợp với điều chỉnh giá sẽ không có sự
biến động đáng kể trong tỷ giá hối đoái miễn là nó ổn định và mức đó khá nhỏ
so với một ngưỡng nên không được phản ánh trong thay đổi giá cả
4
.
+ Những kỳ vọng và các hình thức khác nhau của sự biến động có thể ảnh
hưởng lớn đến kết quả cuối cùng.

chỉnh tỷ giá hối đoái tương tự, như Cộng Hòa Séc, Slovakia, Slovenia, Rumani –
tất cả, giống như Croatia là tiến hành “Việc thả nổi có quản lý” (theo sơ đồ phân
loại của IMF) - và một chính sách “kiểm soát nhẹ" như Hungary thì nghiên cứu
thấy rằng:
o Đồng tiền Croatia, giống như các đồng tiền của Cộng Hòa Séc và Slovakia, đã
khá ổn định suốt thời gian qua và thậm chí trong nhóm này việc thay đổi là
tương đối ít hơn (Hình 1). Điều này được xác nhận bởi các biện pháp dễ thay
đổi được trình bày trong bảng 1:Trong giai đoạn từ tháng 1/1994 – 7/2001, xác
suất phần trăm thay đổi hàng tháng trong tỷ giá hối đoái Kuna/DM vượt quá
biên độ 2,5% là chỉ có 1 khoản 1.1% (tức Croatia hiển thị sự chênh lệch tỷ giá
hối đoái ít thay đổi nhất
7
), thấp hơn nhiều đối với bất kỳ loại tiền tệ nào khác
trong mẫu.
o Khi tỷ giá là cố định, những chấn động về nhu cầu tiền và sự kỳ vọng được
điều tiết bởi ngân hàng trung ương thông qua việc mua hoặc bán hàng dự trữ
ngoại hối. Do đó, để phản ứng trước các chấn động, tính hay thay đổi của dự
trữ ngoại hối và các cơ sở tiền tệ sẽ có tác động nghịch biến (những tương tác
nội tại trong chính sách tỷ giá thả nổi có điều chỉnh) đến sự linh hoạt của
TGHĐ. Bảng 1 chỉ ra rằng dự trữ ngoại hối và các cơ sở tiền tệ là dễ thay đổi
nhất trong nhóm bảng các loại tiền tệ
 Kết luận rút ra từ bảng 1:
- Hậu quả của các chính sách của CNB là làm cho tỷ của các tỷ giá kuna/DM trong
thực tế khó có thể thay đổi
8
.
- Mức biên độ thấp của tỷ giá, và việc hay thay đổi cơ sở tiền tệ, kết quả như được
phản ánh trong lạm phát. Thật vậy, tính hay thay đổi của lạm phát xuất hiện tương
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4


3/ Cuối giai đoạn, T1/1994 – Tháng 7/2001; Hungary: T1/2000- T5/2001
4/ Annualized tỷ lệ hàng tháng thay đổi trong giá tiêu dùng, T1/1994 – Tháng 7/2001

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
7

HÌNH 1: TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI DM Ở NHỮNG NƯỚC ĐƯỢC CHỌN LỰA, 1994-
2001
(số trung bình hàng tháng)

- Tình trạng đô la hóa: Những gì thúc đẩy nổi sợ về tỷ giả thả nổi? Do nền kinh tế bị đô
la hóa, tình trạng này là đang mở rộng tại Croatia:
 Tiền gửi ngoại tệ đại diện cho hơn 60% số lượng tiền tệ, chiếm tỷ lệ phần trăm lớn
hơn đối với các mẫu còn lại (hình 2).
 Nguồn gốc của hiện tượng này là do đất nước bị chiến tranh vào những năm đầu
thế kỷ 19, sự bất ổn bao quát trong nền kinh tế và siêu lạm phát nên người dân
không tin tưởng vào đồng nội tệ nên đã chuyển sang nắm giữ đồng ngoại tệ và
ngoại tệ cũng được sử dụng chính trong thanh toán nên xảy ra tình trạng đô la.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
8

Ngay cả sau khi sự ổn định trong vĩ mô đạt được trong năm 1994, đô la hóa tiếp
tục kéo dài đến 1998, và không có dấu hiệu giảm kể từ đó

Hình 2: Đô la hóa ở một số nước được khảo sát, 1994-2001
(Tỷ lệ phần trăm tiền gửi ngoại tệ trong nước/ tổng số lượng tiền tệ)

2. CƠ SỞ LÝ LUẬN (LITERATURE)
Mối quan hệ giữ tỷ giá hối đoái và các mức giá cả đã nhận được nhiều sự quan tâm
của mọi người kể từ khi hệ thống Bretton Wood sụp đổ. Tuy nhiên có rất ít các nghiên
cứu hoàn chỉnh phân tích về hiệu ứng truyền dẫn, ảnh hưởng của việc biến động của tỷ
giá hối đoái đến việc đo lường giá cả hàng hóa nội địa khác cũng như chuỗi sản xuất. (giá
hàng hóa XNK, lạm phát tiêu dùng). Đa số là các nghiên cứu chú trọng theo từng mảng
phân khúc như hiệu ứng trung chuyển trong giá XNK, hoặc đồng bộ hóa việc đo lường
các mức giá khác nhau.
Golberg và Knetter (1997) nghiên cứu về hiệu ứng truyền dẫn đến giá nhập khẩu và
câu hỏi được đặt ra là tại sao hiệu ứng truyền là không hoàn toàn.
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
10

Dornbusch (1987) và Krugman (1987) tìm ra nguyên nhân của cơ chế truyền dẫn
không hoàn toàn (nhỏ hơn tỷ lệ 1:1) là do sự cạnh tranh không hoàn hảo hoặc định giá
theo thị trường (pricing to market). Các nhà sản xuất nước ngoài có thể điều chỉnh giá cả
của họ để duy trì thị phần ổn định trong nền kinh tế nội địa. chiến lược này có thể làm
cho mức truyền dẫn bằng 0.
Gosh và Wolf (2001) nhận định rằng hiệu ứng truyền dẫn không hoàn hảo trong ngắn
hạn là do sự gia tăng chi phí thực đơn (menu cost)
Goldfajn và Werlang (2000) chỉ ra các yếu tố quyết định mức độ truyền dẫn là trạng
thái tuần hoàn của nền kinh tế, sự đánh giá quá cao hoặc quá thấp lúc đầu, mức độ lạm
phát ban đầu và độ mở của nền kinh tế. họ cũng phát hiện ra rằng hiệu ứng truyền dẫn đạt
đỉnh điểm sau 12 tháng.
McCarthy (2000) phân tích mô hình tự hồi quy VAR đứng yên (kết hợp chuỗi phân
phối giá đệ quy) về sự ảnh hưởng của những biến động tỷ giá và giá cả hàng hóa nhập
khẩu đến giá cả của nhà sản xuất và giá tiêu dùng. Ông chọn mẫu 9 quốc gia phát triển,
và nhận thấy rằng tỷ giá hối đoái có ảnh hưởng giới hạn và không đáng kể đến giá tiêu

3. PHƯƠNG PHÁP VÀ DỮ LIỆU NGHIÊN CỨU(METHODOLOGY AND
DATA)
3.1 Phương pháp nghiên cứu: sử dụng 2 phương pháp nghiên cứu
Nghiên cứu trong ngắn hạn sử dụng mô hình hồi quy VAR tiêu chuẩn (sai phân bậc
nhất) được ước lượng, mô hình cơ bản của chuỗi phân phối chuyển thành cấu trúc đệ quy
của ma trận phương sai- hiệp phương sai. Điều này sẽ giúp chúng ta nhận biết được
những thay đổi dột ngột từ việc biến đổi tỷ giá hối đoái và ảnh hưởng của nó lên lạm phát
ở Croatia. Cấu trúc này là phiên bản đơn giản hóa phiên bản của McCarthy (2000), người
đã lựa chọn mô hình chuỗi sản xuất- mô hình được tạo bởi Blanchard (1983) và Christino
et al (1997). Giảm thiểu sự phức tạp (số lượng biến) phần lớn là do thiếu dữ liệu cho
Croatia. Một hạn chế lớn của lần nghiên cứu này là mối quan hệ nhân quả được giả định
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
12

của tỷ giá hối đoái với giá cả. Gỉa định cho rằng giá cả không biến động trong ngắn hạn,
vì lý thuyết ngang giá sức mua giữ lại, tỷ giá hối đoái được kỳ vọng để biến động. Điều
này hàm ý rằng quan hệ nhân quả cũng có thể diễn ra theo cách khác. Các phân tích được
dựa trên những quan sát hàng tháng. Một điểm yếu khác của cách tiếp cận này là tiêu
chuẩn đánh giá để ước lượng hệ thống VAR khác nhau đã đề cập ở trên, cụ thể là việc
không thể thỏa mãn giả thuyết cân xứng thông tin và kết quả là thiếu ý nghĩa thống kê.
Trong dài han, để đánh giá chi tiết hơn về những giới hạn đã đề cập ở trên, mối quan
hệ dài hạn giữa tỷ giá hối đoái và mức giá sẽ được xem xét theo cách tiếp cận đồng liên
kết. Các kết quả từ phương pháp này phải được xử lý cẩn thận bởi vì khoảng thời gian
quan sát khá giới hạn (khoảng 6 tháng) và các quan sát hàng tháng chịu sự tác động của
một tỷ lệ “nhiễu tín hiệu” cao.
3.2 Dữ liệu
Dữ liệu của bài nghiên cứu là chuỗi thời gian hàng tháng được lấy từ nguồn dữ liệu
của IMF hoặc được cung cấp bởi CNB (ngân hàng trung ương Croatia). Mặc dù các quan


Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
14

Biểu đồ A1 chỉ ra rằng có sự tương quan giữa sự thay đổi trong tỷ giá và sự thay
đổi trong MPI là cùng chiều từ tháng thứ 9 đến tháng thứ 26 với đỉnh điểm là khoảng
giữa tháng 13 và 16, sau xấp xỉ 1 năm. Đỉnh của hệ số tương quan không cao (0.22) và có
ý nghĩa không đáng kể. Điều này có thể là do trong thực tế MPI chứa đựng những khoản
mục ít bị tác động của tỷ giá. Ở Croatia không xảy ra tình trạng giảm giá đột ngột do đó
mức giá thay đổi theo khuyng hướng của tỷ giá là khó khăn hơn. Phương pháp tương
quan chéo dành cho RPI được trình bày trong biểu số 3: giá bán lẻ hầu như không bị ảnh
hưởng bởi xu hướng của tỷ giá hối đoái,hệ số tương quan thay đổi, và không cao hơn 0.1
Biểu số 3: tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá

3.2.2 Quan hệ nhân quả Granger (Granger Causality)
Trong phần này, kiểm định nhân quả Granger từng đôi dựa trên độ trễ của chuỗi thời
gian đơn (kiểm định chuẩn F) được cung cấp. Mối quan hệ nhân quả đầu tiên được phân
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
15

tích (xem bảng B1 phần phụ lục) cho thấy 4 thực tế: đầu tiên, không có quan hệ nhân quả
granger trong việc thay đổi trong cung tiền (DM4) đến khoảng sự chênh lệch sản lượng bị
từ chối ở hầu hết các độ trễ. Điều này có thể được giải thích như một sự tranh cãi về khía
cạnh nhu cầu truyền thống, sự tăng trưởng tiền mạnh mẽ gia tăng cán cân thực và gây ra
cầu vượt cung. Thứ 2, sự gia tăng trong chỉ số giá bán lẻ (DRIP) giúp giải thích sự chênh
lệch sản lượng. Thứ 3, có thể gây nhiều ngạc nhiên hơn, giả thuyết sự chênh lệch sản

nghiệp (IP) / chênh lệch sản lượng. Một bất ngờ nhỏ đó là một chuỗi dữ liệu mức giá
chung theo thời gian có thể được xem là mang tính dừng dừng, hầu hết các bằng chứng
thực nghiệm từ các nước khác nhau chỉ ra trình tự cao hơn của sự kết hợp, bao gồm tính
không dừng tiềm ẩn của tỷ lệ lạm phát, đó là sai phân bậc nhất. Các hình ảnh ấn tượng
ban đầu của tính dừng xu hướng được xác nhận bởi thực tế rằng, nếu kiểm định nghiệm
đơn vị không bao gồm một xu hướng thời gian, tính dừng bị bác bỏ. Chuỗi dự liệu IP tự
nó không biểu hiện hành vi xu hướng mạnh mẽ, và độ chênh lệch sản lượng cũng vậy,
xem biểu đồ A2 trong Phụ lục.
Trong phần đầu của điều tra thực nghiệm, mô hình VAR đệ quy (recursive VAR),
chuỗi dữ liệu sẽ được bao hàm trong sai phân bật nhất ngoại trừ chênh lệch sản lượng.
Mô hình VAR đồng liên kết (The cointegrated VAR) chỉ sử dụng ba chuỗi thời gian (tỷ
giá hối đoái và hai chỉ số giá: MPI và RPI, tại tất cả các mức ýnghĩa).
Trong phần này, chúng tôi sẽ trình bày các mô hình và kết quả báo cáo từ việc tiếp
cận mô hình VAR mang tính dừng và không mang tính dừng , VAR liên kết
4. NỘI DUNG NGHIÊN CỨU VÀ KẾT QUẢ (RESULT)
4.1 Mô hình hồi quy VAR
Theo McCarthy (2000), chúng tôi giả định trật tự đệ quy, theo đó những cú sốc trong
cung quốc tế (xấp xỉ bằng chỉ số giá cả hàng hóa HWWA) và những cú sốc trong cầu
(như là thước đo của chênh lệch sản lượng) là ngoại sinh đối với những cú sốc của tỷ giá

1
Giả thuyết vô hiệu (the null hypothesis) hay còn gọi là giả thuyết không, thường ký hiệu là Ho, tức là
một giả thuyết ngược lại với những gì mà nhà nghiên cứu tin là sự thật
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
17

hối đoái trong giai đoạn t. Chúng được xác định trong từng giai đoạn bằng những dự báo
của giai đoạn trước đó và sai số:


là vecto đa chiều (số chiều p = 6) chứa các biến được quan tâm
mô tả quan hệ đồng biến giữa các biến
A (L) ma trận đa thức hữu hạn trong hàm độ trễ L (lag operation)
là vector (có thể giải thích được) của phá vỡ cấu trúc, lấy từ phương trình mô tả hệ
thống (xem ở trên) với ma trận hiệp phương sai .
Các phần tử trên đường chéo chính khác 0 của B sẽ cho phép những cú sốc tác
động đến nhiều hơn một biến. Như chúng ta biết, mô hình cấu trúc không được quan sát.
Dưới những điều kiện nhẹ (mild conditions) (Nghịch đảo ), chúng ta có thể trình bày
quá trình tự hồi quy mang tính dừng p-chiều (the p-dimensional stationary autoregressive
process ) theo cách sau đây :
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
19 Vector VAR phần dư là n.i.i.d với ma trận phương sai - hiệp phương sai
(VCV) đầy đủ . Từ điều này, chúng ta có thể nhận ra các mối quan hệ giữa các ma
trận phương sai - hiệp phương sai VCV (không quan sát) và (quan sát) , Trong mẫu, ta có . Định nghĩa này đòi hỏi những hạn chế áp đặt
lên A, B. Phương pháp Cholesky decomposition, đề xuất bởi Sims (1980), là phương
pháp tốt nhất được biết đến (và tiếp theo là McCarthy (2000)). Theo chiến lược này, ma
trận A giả định là ma trận tam giác dưới, trong khi B được giả định là ma trận đường
chéo: Trong kế hoạch này, những cú sốc xác định phụ thuộc vào sự sắp xếp biến. Đệ quy


Nhóm thức 2 của kiểm tra quan hệ nhân quả Granger được tiến hành trong mô hình VAR
ước tính (xem Bảng B4 trong phụ lục). Những thay đổi trong cung tiền M2 (Broad
money) dường như có mối quan hệ nhân quả lên chênh lệch sản lượng (output gap), giá
vật liệu ảnh hưởng đến MPI, nhưng không ảnh hưởng RPI, và sự loại trừ tỷ giá hối đoái
đồng Mark Đức và Kuna như là "nguyên nhân" cho các mức giá cả không có thể bị bác
bỏ ở mức ý nghĩa thông thường.
Bây giờ chúng ta chuyển sang phương pháp phân tích phương sai và hàm số đẩy
cho mô hình VAR ước tính. Trong khi các thể thức chia biến động trong biến nội sinh
thành những cú sốc thành phần đến các biến nội sinh trong mô hình VAR, hàm số đẩy
theo dõi các tác động của một cú sốc đến một biến nội sinh trên các biến khác thông qua
cấu trúc năng động của mô hình VAR. Phương pháp phân tích phương sai hơn mười giai
đoạn cho những thay đổi trong tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá cả được trình bày trong
biểu đồ A4-A6. Nói chung, phương sai của cả ba biến chủ yếu là giải thích bởi sự đổi
mới tại tất cả các giới hạn. So sánh hai chỉ số giá cả cho thấy rằng những thay đổi trong
chỉ số nguyên liệu và tỷ giá hối đoái ảnh hưởng chỉ ở mức độ nào đó đến sự thay đổi
trong MPI. Thú vị là, sau này có một tác động đồng thời lên phương sai MPI. Trong
trường hợp đối với RPI, tầm quan trọng cho các biến đổi khác là không đáng kể. Điều
này khẳng định rằng chỉ số giá trung gian ở mức độ nào đó ảnh hưởng bởi những thay đổi
trong tỷ giá hối đoái, trong khi chỉ số giá bán lẻ theo định hướng người tiêu dùng không
phản ứng lại với các yếu tố bên ngoài.
Hàm số đẩy (The impulse response functions) được thể hiện trong hình A7 và A8.
Biểu đồ A7 (bằng cột) trình bày những phản ứng tới thay đổi trong tỷ giá hối đoái, lạm
phát sản xuất và lạm phát bán lẻ (manufacturing inflation and retail inflation). Các phản
ứng là hầu như không đáng kể cho bất kỳ cặp biến nào. Việc thiếu ý nghĩa thống kê này
là do ba yếu tố chính: thứ nhất, thực tế là khoảng thời gian quan sát chỉ khoảng bảy năm.
Thứ hai, quan sát là hàng tháng và do đó phải chịu một tỷ lệ tín hiệu nhiễu cao (high
signal-to-noise ratio). Thứ ba, biến động nhỏ trong dữ liệu, đặc biệt là tỷ giá hối đoái, làm
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4



2
Các mức giá bị quản chế là các mức giá được hình thành do quyết định có ý thức của cá nhân hay hãng nào đó chứ
không phải do các yếu tố tác động của thị trường

Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
23

cụ thể, nếu chuỗi thời gian không dừng đồng liên kết trong các mô hình nhỏ, nó cũng sẽ
như vậy trong các mô hình lớn hơn. Điều này cho phép ước lượng một mô hình chỉ bao
gồm tỷ giá và những mức chỉ số giá, dẫn đến các hệ số được ước lượng chính xác hơn.
Thứ 2, những cấu trúc lý thuyết tốt cho phép đặt ra những giới hạn trong ngắn và dài hạn
và cho phép phân tích cả hai loại động lực. Thứ 3, vấn đề quan hệ nhân quả Granger
được phân tích trên một khuôn khổ trực tiếp hơn. Kết quả của việc kiểm tra nguyên nhân
được kỳ vọng khác so với những kết quả trên bởi vì chỉ có 3 chuỗi thời gian được quan
tâm được đưa vào mô hình.
Những kiểm định đa chiều chỉ ra rằng khi được ước lượng với 3 độ trễ ở trên, trong sự
tương qua của hệ thống VAR đồng liên kết 3 biến ở độ trễ 1 thì có ý nghĩa tại mức 5%,
nhưng không có ý nghĩa tại độ trễ 4. Hệ thống nhỏ nhất, không có tự tương quan sai số,
thì bao gồm 4 độ trễ và cho phép định giá sơ bộ chuỗi thời gian đơn lẻ như báo cáo tại
bảng 3.

Ghi chú: r là bậc liên kết, p là số biến (3) và dgf là bậc tự do. Các mục chỉ ra kiểm định

2
có giá trị cao hơn 95% - giá trị tới hạn (

2

mùa vụ. Theo giả định I(1) rằng bậc∏= r<p, chúng ta có thể phân tích ∏ = αβ’ trong đó
α, β là ma trận p x r bậc r, và có hạng đầy đủ (p-r), là phần bù trực giao của
α, β và Xu hướng bị giới hạn để đạt đến khoảng cách đồng liên kết, đó là
, vì chúng ta không theo dõi xu hướng toàn phương trong dữ liệu. Sự thể hiện
Hiệu ứng truyền dẫn của tỷ giá hối đoái và chính sách tiền tệ ở Croatia Nhóm 4

GVHD:TS Nguyễn Khắc Quốc Bảo Page
25

số bình quân di động của I(1) này xác định quá trình tạo ra dữ liệu cho X
t
như công thức
của sai số 
t
, giá trị ban đầu A
0,
và biến trong D
t
. Điều này được đưa ra bởi:

Trong đó ma trận ảnh hưởng . C
*
(L) là một đa thức hữu hạn trong
toán tử trễ L, A
0
là một công thức của những giá trị đầu.
Những vector đồng liên kết được ước lượng bằng hồi quy giáng cấp của ΔX
t
trong (X
t-1,t