MỤC LỤC


TÓM TẮT: 1
1. GIỚI THIỆU 2
1.1. Bối cảnh thực hiện bài nghiên cứu 2
1.2. Nỗi lo sợ thả nổi và hậu quả của tình trạng đô la hóa ở Croatia 3
1.3. Mục tiêu của bài nghiên cứu 7
2. TỔNG QUAN LÝ THUYẾT 7
3. VẤN ĐỀ DỮ LIỆU 10
3.1. Mô tả dữ liệu 10
3.2. Quan hệ nhân quả Granger 11
3.3. Tính dừng 12
4. PHÂN TÍCH THỰC NGHIỆM 12
4.1. Phương pháp Var đệ quy 12
4.2. Phương pháp tiếp cận đồng liên kết 17
5. KẾT LUẬN 20
PHỤ LỤC 22
TÀI LIỆU THAM KHẢO 29
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 2
1. GIỚI THIỆU
1.1. Bối cảnh thực hiện bài nghiên cứu
Chính sách “Tỷ giá mục tiêu nghiêm ngặt” ở Croatia đã rất thành công trong việc chấm dứt
siêu lạm phát và ổn định nền kinh tế vào giữa những năm 1990 và giữ lạm phát thấp trong
suốt thời kỳ sau chiến tranh đầu những năm 1990. Chính sách này được đặc trưng bởi một
biên độ dao động rất thấp của xu hướng tỷ giá hối đoái và các hoạt động đáng kể của ngân
hàng Trung ương trên thị trường ngoại hối. Tuy nhiên, tự do hóa tài khoản vốn cần thiết như
là một phần của quá trình gia nhập Liên minh châu Âu (EU), cùng với đó là sự phát triển của
thị trường tài chính cung cấp các công cụ chính sách mới và giảm dần vai trò của các yêu cầu
dự trữ. Chính vì vậy, luật Ngân hàng Quốc gia mới của Croatia (CNB), với sự ổn định giá cả
được xác định rõ ràng là mục tiêu chính của chính sách tiền tệ, làm giảm sự tập trung vào tỷ
giá hối đoái bằng chính sách “tỷ giá thả nổi có quản lý”. Và một vấn đề đặt ra ở đây đó là, có
thể hay không việc ủng hộ cho sự thay đổi chính sách tiền tệ ở Croatia?
Một sự hiểu biết tốt hơn về cơ chế lan truyền, tức là, tỷ giá hối đoái truyền dẫn như thế nào
vào lạm phát nội địa sẽ mang lại lợi ích cho một sự thay đổi theo hướng này. Sự tăng hay
giảm của tỷ giá hối đoái đều có một tác động trực tiếp đến lạm phát bằng cách thay đổi giá
cả giao dịch được thể hiện qua đồng nội tệ. Bằng cách thay đổi giá cả tương đối của hàng
hoá trong nước và nước ngoài, tỷ giá hối đoái cũng ảnh hưởng gián tiếp đến lạm phát thông
qua những thay đổi trong hoạt động kinh tế. Nền kinh tế nhỏ, mở cho rằng giá cả trên thị
trường thế giới có thể thay đổi, kéo theo sự thay đổi của giá cả trong nước, với giá cả của
hàng hóa ở những giai đoạn khác nhau chịu sự ảnh hưởng khác nhau. Trong trường hợp các
yếu tố khác không thay đổi, giá nhập khẩu có thể thay đổi đồng biến với tỷ giá hối đoái, như
là quy luật của luật một giá. Ngay khi giá trị đầu vào tăng thêm, thì sẽ có một sự đo lường
tương ứng phản ánh giá trị tăng trong quá trình sản xuất.

Nguồn: CNB, IMF
Ghi chú: dữ liệu được chia trung bình

1 Tỷ lệ nhập khẩu trên GDP (trung bình từ 1991-2000) là 0.53 ở Croatia, 0.58 ở CH Séc, 0.44 ở Hungary, 0.32 ở
Romania, 0.65 ở CH Slovak, và 0.60 ở Slovenia.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 4
Croatia là một ví dụ nổi bật của nổi lo sợ thả nổi tỷ giá hối đoái. Các phản ứng chính sách
của CNB trong giai đoạn siêu lạm phát thời kỳ chiến tranh những năm đầu 1990 là neo chặt
đồng tiền vào đồng Mark Đức. Ngay cả sau khi ổn định đạt được trong năm 1994, chính sách
tiền tệ vẫn được duy trì theo hướng chú trọng đến tỷ giá hối đoái
2
. Sự cho phép của CNB
cho sự biến động của tỷ giá hối đoái tương đối thấp và can thiệp hoàn toàn có hệ thống. Về
vấn đề này, thật thú vị khi so sánh Croatia với các nền kinh tế chuyển đổi khác với sự điều
chỉnh tỷ giá hối đoái tương tự như nước cộng hòa Séc, Slovakia, Romania, tất cả như
Croatia, với chính sách tỷ giá “thả nổi có quản lý” trong đề án phân loại của IMF và neo linh
hoạt như Hungary. Trong khi sau này có giai đoạn lịch sử về sự mất giá đồng tiền liên tục từ
năm 1994 ở 3 nước (Slovenia, Romania, Hungary), thì đồng tiền Croatia, cũng như CH Séc
và Slovakia, đã khá ổn định theo thời gian và ngay cả trong nhóm này sự biến động của nó
đã được làm dịu đi một cách rõ rệt (Hình 1). Điểm ấn tượng có thể được quan sát bằng
những phương pháp đo lường tính thay đổi của tỷ giá hối đoái được trình bày ở Bảng 1.
Trong đó Croatia có tỷ giá hối đoái biến động ổn định nhất
3
. Trong giai đoạn tháng 1/1994
đến tháng 7/2001, xác suất của sự thay đổi tỷ giá hối đoái đồng Kuna/DM % theo tháng vượt
quá biên độ 2,5% có giá trị là 1,1%, thấp hơn nhiều hơn so với bất kỳ loại tiền tệ khác trong
mẫu.
Bảng 1. Biến động của các chỉ số được chọn trong hệ thống tỷ giá “thả nổi có quản lý”
1994-2001

Điều gì thúc đẩy nỗi lo sợ hãi thả nổi? Quan trọng nhất là mối quan tâm hậu quả của đô la
hóa mà là phổ biến tại Croatia
6
. Tiền gửi ngoại tệ nhiều hơn 60% tiền mở rộng, một tỷ lệ
phần trăm lớn hơn nhiều so với các nước còn lại trong mẫu (Hình 2). Nguồn gốc của hiện
tượng này đã quay trở lại của thời kỳ cuộc chiến tranh đầu những năm 90 mà cả Croatia và
nước láng giềng Slovenia đều mắc phải. Thực vậy, phạm vi đô la hóa đã lan rộng khắp các
nước vào năm 1994. Ngoại tệ cũng được sử dụng như là một phương tiện thanh toán. Trong
khi tình trạng chiến tranh nhanh chóng kết thúc ở Slovenia và sự tàn phá là tương đối nhỏ,
cuộc chiến tranh Croatia tiếp tục cho đến năm 1995 và được đi kèm với bất ổn kinh tế rộng
lớn và siêu lạm phát. Ngay cả sau khi ổn định kinh tế vĩ mô đã đạt được trong năm 1994, đô
la hóa tiếp tục lan rộng cho đến năm 1998, và có sự sụt giảm không đáng kể từ đó
7
.

4
Tất nhiên, cũng co
́
khả năng mà Croatia đã bị ít hơn và nhỏ hơn những cú sốc tư
̀
bên ngoa
̀
i.
5
Lạm phát trung bình 5,1% trong Croatia, 7,3% ở Cộng hoà Se
́
c, 9,1% ở Slovakia, 10,4% ở Slovenia, 16,9% ở Hungary,

Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 6
Hình 2. Đô la hóa ở các quốc gia được chọn, 1994-2001
(các khoản tiền gửi ngoại tệ như là một phần của tiền mở rộng)
Nguồn: IMF
Ghi chú: dữ liệu cuối tháng 12 cho năm 1994-2000, cuối tháng 5 cho năm 2001.
Theo những tình huống này, bất kỳ chính sách tiền tệ độc lập nào đều phải đối mặt với
những rủi ro nghiêm trọng của sự bất ổn tài chính và hiệu quả của nó trong việc kiểm soát
lạm phát thì bị hạn chế. Sự thay đổi đột ngột trong tỷ giá hối đoái có thể tác động xấu đến
bảng cân đối kế toán của các công ty và các các nhân, làm gia tăng các khoản nợ xấu và vì
thế đe dọa sự ổn định của hệ thống ngân hàng. Hơn nữa, tác động của việc thắt chặt tiền tệ có
thể bị suy yếu nếu việc tăng giá của tỷ giá hối đoái hợp lý cải thiện được vị thế tài chính của
những người có tỷ lệ nợ ngoại tệ lớn. Trong trường hợp đặc biệt của “đô la hóa chính thức”,
khi giá cả và tiền lương được tính bằng ngoại tệ, chính sách tiền tệ trở nên hoàn toàn không
hiệu quả và chỉ có chiến lược hợp lý là đặt mục tiêu cho tỷ giá hối đoái (Ize và Levy Yeyati,
2001).
Ngày nay, đô la hóa ở Croatia chủ yếu được thúc đẩy bởi sự thay thế tài sản, chẳng hạn
người dân nắm giữ một tỷ lệ lớn các khoản tiết kiệm của họ bằng ngoại tệ và ngân hàng cung
cấp các khoản cho vay vừa được tính bằng ngoại tệ vừa được chỉ số hóa theo ngoại tệ. Sự
quan sát ngẫu nhiên cho thấy rằng nhiều mức giá, chủ yếu là tài sản và hàng tiêu dùng lâu
bền, đều được chỉ số hóa bằng tỷ giá hối đoái. Điều này sẽ tranh luận cho một hệ số truyền
dẫn lớn.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 7
1.3. Mục tiêu của bài nghiên cứu
Từ vấn đề đặt ra ở trên, mục tiêu của bài nghiên cứu là: “Nghiên cứu tác động truyền dẫn của
tỷ giá hối đoái đến lạm phát ở quốc gia Croatia”.
Cụ thể là phân tích tác động của tỷ giá hối đoái đến 2 chỉ số giá nội địa:
- Chỉ số giá sản xuất (MPI)
- Chỉ số giá bán lẻ (RPI).

trạnh không hoàn hảo.
- Nghiên cứu của Krugman (1987) đi vào phân tích các chứng cứ của việc định giá theo
thị trường – được định nghĩa là việc duy trì hoặc nâng giá hàng hóa xuất khẩu vào thị
trường Mỹ của các nhà cung cấp nước ngoài khi giá trị đồng USD tăng, nghĩa là khi
một đồng tiền được định giá cao, giá cả của hàng hóa nhập khẩu thực ra giảm rất ít.
Khi có hiện tượng định giá theo thị trường thì sự truyền dẫn trong tỷ giá sẽ không
hoàn toàn.
Tiếp theo đó, Gosh and Wolf (2001) chỉ ra hiệu ứng truyền dẫn ngắn hạn không hoàn toàn
cũng có thể xảy ra từ những chi phí thực đơn.
McCarthy (2000) phân tích trong mô hình VAR có tính dừng (kết hợp một chuỗi phân phối
đệ quy của giá cả) tác động của những thay đổi tỷ giá hối đoái và giá nhập khẩu lên giá sản
xuất và tiêu dùng. Trong một mẫu với chín nước phát triển, ông nhận thấy tỷ giá hối đoái có
ảnh hưởng khá hạn chế và không đáng kể lên giá tiêu dùng trong khi giá nhập khẩu có tác
động mạnh hơn. Clark (1999) nghiên cứu phản ứng của giá cả ở những giai đoạn sản xuất
khác nhau trong bối cảnh khác nhau, cụ thể là phản ứng đối với cú sốc chính sách tiền tệ
trong nước. Ross (1998) cung cấp một đánh giá của Slovenia, sử dụng mô hình tự hồi quy
của nền kinh tế. Kuijs (2001) phân tích sự lan truyền của chính sách tiền tệ ở Slovakia bằng
cách sử dụng VAR cấu trúc đồng liên kết. Vấn đề quan hệ nhân quả được đề cập trong một
vài nghiên cứu giải quyết một cách cụ thể nền kinh tế Úc
8
: Một phần đáng kể trong thị
trường thế giới của một loại hàng hóa cụ thể có thể bao hàm sự phản hồi tiềm tàng từ mức
giá trong nước vào mức giá thế giới, vì thế đặt giả định là nền kinh tế nhỏ, mở.
- Ross (1998) điều tra về tiến trình lạm phát ở Slovenia thông qua việc kiểm tra một vài
yếu tố ảnh hưởng đến lạm phát trong nền kinh tế đang chuyển đổi. Kiểm định quan hệ
nhân quả Granger và phân tích mô hình VAR không giới hạn chỉ ra rằng có một mối
liên kết mạnh giữa tốc độ tăng trưởng của tổng cầu ngoại tệ và sự thay đổi TGHĐ lên
lạm phát giá bán lẻ. Khi kỳ vọng, sự phát triển của hiệu ứng trung chuyển tỷ giá là
linh hoạt. Trong khi đó kết quả chỉ ra rằng tốc độ tăng trưởng của tiền lương ảnh
hưởng lạm phát, điều này xuất hiện rằng sự thay đổi cả về TGHĐ.

Trong bài này, đầu tiên tác giả dựa vào những nghiên cứu trước đó. Một mô hình VAR chuẩn
(với các sai phân bâ
̣
c 1) sẽ được ước tính. Mô hình dưới đây về chuỗi phân phối chuyển
thành cấu trúc tự hồi quy về ma trận phương sai – hiệp phương sai. Điều này lần lượt cho
phép tác giả biết được những tác động ảnh hưởng và hậu quả của sự thay đổi tỷ giá hối đoái
đến lạm phát ở Croatia. Mô hình cấu trúc này là phiên bản rút gọn của McCarthy (2000), khi
ông sử dụng mô hình chuỗi sản xuất của Blanchard (1983) và Christiano (1997). Việc giảm
sự phức tạp (số lượng biến quan sát) chủ yếu do thiếu dữ liệu về Croatia và sẽ được thảo luận
chi tiết hơn ở phần sau. Hạn chế của phần này là đưa ra những nguyên nhân mang tính áp đặt
về ảnh hưởng của tỷ giá đến giá cả. Giả định giá không thay đổi trong ngắn hạn, vì nếu
ngang giá sức mua tồn tại, tỷ giá sẽ thay đổi. Điều này ngụ ý tính nhân quả có thể thay đổi
theo những hướng khác nhau. Dựa theo những phân tích dựa trên các quan sát hàng tháng,
chúng tôi cảm thấy tự tin tuy nhiên việc áp đặt các điều kiện thì không có phản ứng tức thời
nào. Điểm yếu khác của việc tiếp cận này là chỉ trích các tiêu chuẩn để ước tính hệ thống
VAR khác nhau được đề cập ở trên , sự thiếu hụt thông tin và do đó kết quả (ở đây là pha
̉
n
ứng xung) cuối cùng sẽ thiếu ý nghĩa thống kê.
Để hiểu rõ hơn về giới hạn được đề cập ở trên, tác giả sẽ sử dụng phương pháp tiếp cận đồng
liên kết để tìm hiểu về mối quan hệ dài hạn giữa hành vi tỷ giá với mức độ giá cả. Kết quả từ

9
Điều này không ảnh hưởng nếu các biến trong thực tế được liên kết ở sai phân bậc 2, trong trường hợp đó, sai phân bậc
1 không có tính dừng.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 10
những nghiên cứu này phải được lý giải thận trọng, do khoảng thời gian quan sát ngắn chỉ
trong vòng 6 năm và mẫu quan sát hàng tháng nên đã gây ra độ nhiễu cao.

10
Chú ý rằng NEER và tỷ giá HRK/DEM vận hành tương tự nhau. Điều này có thể do thực tế các đối tác thương mại
chủ yếu của Croatia hầu hết là các quốc gia châu Âu (Đức và Ý tính toán khoảng 20% xuất nhập khẩu mỗi nước). Thêm
nữa, đô la hóa ở Croatia là trên cơ sở đồng Mác Đức; vì thế chúng tôi tập trung vào tỷ giá hối đoái đối với đồng Mác
Đức.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 11
Hình 3: Tỷ giá hối đoái và các chỉ số giá
(giá trị log của dữ liệu)
Hình A1 chỉ ra mối tương quan trong sự thay đổi của tỷ giá hối đoái với sự thay đổi MPI là
tích cực với độ trễ từ tháng thứ 9 đến tháng 26, với một đỉnh điểm là giữa tháng thứ 13 và
16, có nghĩa là, chậm hơn sau đó 1 năm. Hệ số tương quan lớn nhất không cao khoảng
0.22
11
. Điều này do bởi MPI chứa ít yếu tố chịu sự thay đổi tỷ giá hơn các chỉ số giá khác. Ở
Croatia, không có sự phá giá tiền tệ đột ngột xảy ra, do đó ảnh hưởng thay đổi giá cả từ sự
thay đổi tỷ giá hối đoái là khó khăn hơn. Thử nghiệm về mối tương quan chéo của RPI được
khẳng định bởi khảo sát ở hình 3: giá bán lẻ rất khó bị ảnh hưởng bởi sự thay đổi của tỷ giá,
mối tương quan thường thay đổi dấu và khó cao hơn mức 0.10.

3.2. Quan hệ nhân quả Granger
Kiểm định quan hệ nhân quả Granger từng cặp dựa trên độ trễ của chuỗi thời gian đơn bằng
kiểm định Ward trong việc ước lượng hệ số VAR. Một thứ tự được đề xuất (DHWWA ->
HPOGAP -> DKDAV -> DMPI -> DRPI -> DM4) không vướng phải những phản đối mạnh
trong thực nghiệm. Trong đó:
- Kiểm định H
0
(tức là không có mối quan hệ nhân quả) trong quan hệ nhân quả

,
thước đo khoảng chênh lệch giữa sản lượng tiềm năng và sản lượng thực) là những ngoại lệ
đối với cú sốc của tỷ giá hối đoái trong giai đoạn t. Chúng được xác định trong mỗi chu kỳ
dựa theo kỳ vọng của thời kỳ trước đó kèm một sai số,
1
()
wp wp wp
t t t
t
E
  



1
1
()
wp y
t t t t
t
y E y a


  

12
1
()
wp y e
t t t t t

́
bán lẻ.
1 2 3
1
()
mpi mpi wp y e mpi
t t t t t t
t
E c c c
     


    

1 2 3 4
1
()
rpi rpi wp y e mpi rpi
t t t t t t t
t
E d d d d
      


     

Những khác biệt trọng yếu có mối tương quan với nghiên cứu được đề cập ở trên là do chúng
tôi chưa tính đến một công cụ đo lường giá nhập khẩu do thiếu dữ liệu, và chúng tôi cũng
không đưa ra được một mô hình rõ ràng về hành vi của ngân hàng trung ương. Giả định rằng
Croatia là một nền kinh tế nhỏ mở không có ảnh hưởng quan trọng đến thị trường thế giới,




Trong đó: X
t
là p(=6)–chiều của vector có chứa các biến được quan tâm, A
0
mô tả mối quan
hệ đồng thời giữa các biến, A(L) là một ma trận bậc hữu hạn các đa thức trong toán tử trễ L,
và ε
t
là một vector (có thể xác định được) của các cấu trúc nhiễu, được hình thành từ các
phương trình mô tả hệ thống (xem ở trên) với ma trận hiệp phương sai Σ
ε
. Các yếu tố của
đường chéo góc khác không của ma trận B sẽ cho phép những biến động ảnh hưởng đến
nhiều hơn một biến. Vì nó được biết đến, mô hình cấu trúc không được quan sát. Dưới
những điều kiện nhẹ (A
0
khả nghịch), chúng ta có thể thể hiện p-chiều của quá trình tự hồi
quy tĩnh của X
t
theo cách dưới đây (lược giảm về hình thức):
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 14
1
01
()
t t t
X A A L X e

00
ˆ
ˆˆ
ˆˆ
'
e
A BIB A


. Việc xác định đòi hỏi rằng phải có những
giới hạn có thể được áp đặt đối với A và B. Phân rã Cholesky, ban đầu được đề xuất bởi
Sims (1980) là phương pháp được biết đến nhiều nhất (và tiếp theo McCarthy (2000)). Theo
cách thức này, ma trận A được giả định là ma trận tam giác dưới, trong khi B được giả định
là ma trận đường chéo:

Theo biểu thức này, việc xác định những biến động phụ thuộc vào sự sắp xếp biến. Những
lời chỉ trích chính đưa ra trong phần lý thuyết là việc áp đặt tính đệ quy. Thật vậy, (khối) cấu
trúc đệ quy ngụ ý rằng “mức độ nội sinh” tăng lên theo thứ tự biến. Trong trường hợp của
chúng ta, lập luận này chống lại phân rã Cholesky có thể được đảo ngược xoay quanh: quy
trình sản xuất và giới hạn các mô hình tham gia một cách chính xác nhằm hợp lý hoá các loại
cấu trúc này.
Một khi mô hình đệ quy đã được ước lượng, một số kiểm nghiệm có thể được thực hiện.
Phân rã phương sai chỉ ra hệ số dự báo sai số phương sai của mỗi biến là thuộc tính từ chính
những biến động của nó và từ những biến động bắt nguồn từ biến khác (ngược dòng). Hàm
phản ứng xung cho thấy phản ứng dự kiến của từng biến đối với mỗi xung tác động. Các
phản ứng xung của MPI và RPI đến tỷ giá hối đoái sẽ cung cấp những ước tính về tầm quan
trọng của kênh tỷ giá hối đoái đối với lạm phát trong nước ở các giai đoạn khác nhau. Như
đã được đề cập ở trên, mô hình VAR ngụ ý rằng mối tương quan đồng thời được phản ánh
trong sự tương quan qua các phương trình còn lại. Nhân tử Cholesky thiết lập để tương quan
còn lại bằng 0 giữa một biến nhất định và biến khác trước khi sắp xếp (nhân quả).


Time series
Skewness (prob.)
Kurtosis (prob.)
JB (prob.)
DHWWA
-0.064 (0.82)
1.634 (0.01)
5.965 (0.05)
HPOGAP
-0.387 (0.17)
2.046 (0.09)
4.781 (0.09)
DKDAV
0.053 (0.85)
3.811 (0.15)
2.120 (0.35)
DMPI
0.929 (0.00)
4.393 (0.02)
17.08 (0.00)
DRPI
0.868 (0.01)
3.631 (0.26)
10.81 (0.01)
DM4
0.357 (0.20)
2.185 (0.15)
3.723 (0.16)
Ghi chú: Series là những sự khác biệt được nhập đầu tiên với ngoại lệ của khoảng cách đầu ra.

hướng tiêu dùng không phản ứng với các yếu tố bên ngoài.
Hàm phản ứng xung được đưa ra trong hình A7 và A8. Hình thứ nhất (theo cột) thể hiện
những phản ứng của các biến khi tỷ giá hối đoái thay đổi. Câu trả lời là hầu như không có ý
nghĩa cho bất kỳ cặp biến nào. Sự thiếu ý nghĩa này là do ba yếu tố chính: thứ nhất, thực tế
rằng khoản thời gian quan sát chỉ diễn ra khoảng bảy năm. Thứ hai, quan sát theo số liệu
hàng tháng và do đó tín hiệu nhiễu khá cao. Thứ ba, tính biến động là khá thấp trong dữ liệu
quan sát, đặc biệt là tỷ giá hối đoái, làm giảm độ chính xác của việc ước tính. Trong hình A7,
MPI cho thấy một phản ứng tích cực nhưng không đáng kể đến cú sốc của tỷ giá. Thay vào
đó, RPI hầu như không phản ứng gì với sự thay đổi của tỷ giá hối đoái. Những phản ứng tích
lũy (tức về mức độ) đối với các xáo trộn trong sai phân bậc I (Hình A8) cung cấp cái nhìn
sâu sắc hơn một chút: ảnh hưởng của chính bản thân các biến có ý nghĩa trong toàn bộ giai
đoạn cho tất cả các biến, và rõ ràng (nhưng hầu như không đáng kể) có thể được nhìn thấy
trong MPI, chứ không phải trong RPI. Một lần nữa, nhấn mạnh rằng tỷ giá hối đoái có tác
động lâu dài lên giá sản xuất. Sự phát triển ngắn hạn của RPI có vẻ như được thúc đẩy bởi
các biến không theo mô hình trong các thiết lập hiện tại.
Mặc dù những kết quả này không cho phép đưa ra những tuyên bố chắc chắn về ảnh hưởng
của truyền dẫn tỉ giá trong ngắn hạn do thiếu ý nghĩa thống kê, khi so sánh với những gì đã
được tìm thấy trong một thiết lập tương tự cho một số quốc gia phát triển có tỷ giá thả nổi tự
do bởi McCarthy (2000). Ở đây, giá nhập khẩu có một tác động đáng kể trên nhiều thước đo
xuôi theo các mức giá, tuy nhiên, tỷ giá hối đoái thì không như vậy. Kết quả này có thể
không được xác nhận trong thiết lập của tác giả, cho thấy rằng chỉ số giá không được công
bố rộng rãi ở Croatia. Việc thiếu ý nghĩa của tác động truyền dẫn ở giai đoạn thứ hai có thể
được hiểu như là bằng chứng gián tiếp của các giới hạn đã được bàn luận ở trên: việc định
giá tới thị trường, những ràng buộc cũng thể chế, chẳng hạn như quản lí giá cả, làm giảm tác
động của sự chuyển dịch tỷ giá hối đoái. Những thông tin hạn chế trong các kết quả trên đưa
ra một cách tiếp cận khác, có tính đến mức độ thông tin hiện tại trong dữ liệu. Trong phần
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 17
sau đây, chúng tôi sẽ tập trung vào mối quan hệ dài hạn giữa tỷ giá và chỉ số giá cuối cùng,
trong nghiên cư

. Sự bác bỏ được in đậm.
Chuỗi thời gian là điều cần thiết cơ bản với hệ thống được ước lượng và tính dừng được loại
khỏi chuỗi thời gian. Những kiểm định trên những chuỗi đơn lẻ cho thấy rằng trong một mô

16
Tuy nhiên xu hướng phân tích thì có thể khác nhau đáng kể.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 18
hình nhỏ hơn, những biến ngoại sinh yếu ớt của chỉ số giá trung bình MPI không thể bị loại
khỏi tất cả hệ số hạng đồng liên kết r được lựa chọn. Những kiểm định đa biến cho thấy rằng
không có sự tự tương quan ở mức ý nghĩa quy ước cho độ trễ 1 và 4 (p-values lần lượt là
0.96 và 0.4), tính chuẩn tắc của phần dư VAR, một lần nữa, bị từ chối
17
. Mô hình thống kê
đơn biến ARCH cũng không có ý nghĩa, vì mô hình có vẻ khá chuyên biệt. Do đó, đồng liên
kết VAR được dự đoán bao gồm cả các biến ngoại sinh của chỉ số MPI. Cần lưu ý rằng việc
áp đặt các biến ngoại sinh của chỉ số MPI chỉ làm giảm nhẹ kiểm định đồng tương quan (lần
lượt là 0.86 và 0.18). Sự đồng tương quan giữa hai chuỗi biến nội sinh tương đương -0.032.
Các kiểm định thực nghiệm của một hệ thống nhỏ hơn chỉ bao gồm tỉ giá hối đoái và MPI
cho kết quả là không có sự đồng liên kết giữa hai chuỗi này.
Xây dựng mô hình
Mô hình đồng liên kết VAR(k) có thể được viết dưới dạng mô hình hiệu chỉnh sai số ECM
như sau:

Theo đó, X
t
là quá trình tự hồi quy p-chiều, k là độ trễ, ε
t
là một sai số i.i.d với trung bình =0
và phương sai Ω, , và D

t
với (X
t-1
, t), điều
chỉnh cho độ trễ khác nhau và hằng số (xem Johansen (1996), Theorem 6.2). Mô hình ước
lượng loại ra 84 quan sát và chứa một xu hướng giới hạn cho không gian đồng liên kết cũng
như các hằng số và biến giả theo mùa, bỏ qua 58 độ tự do. 17
Chú ý rằng những kết quả hợp lệ trong khung đồng liên kết dựa vào các giả định rằng phần dư là i.i.d, không là n.i.i.d.
Điều đó quan trọng và để tính toán tương quan phần dư, không cần phải chuẩn hóa.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 19
Kết quả
Kiểm định thống kê trace
18
cho hệ số đồng liên kết được tập hợp trong bảng 4 đã được ước
lượng với đầy đủ các thông tin như trong quy trình Johansen.
Bảng 4. Kiểm định hệ số đồng liên kết

Giả thuyết r = 0 rõ ràng là sai, trong khi giả thuyết thứ hai thì không. Những chứng cứ cho r
=1 có thể được thấy từ việc ước lượng hệ số điều chỉnh α, với hàm ý mức điều chỉnh ý nghĩa
(với mô hình sữa lỗi) chỉ với vector tương quan đầu tiên. Giá trị riêng của ma trận song hành
cũng chỉ ra r =1
19
.

Trong phần phân tích còn lại, tác giả đương nhiên giả định một vector
đồng liên kết. Bảng 5 cho thấy các ước lượng không giới hạn của mối tương quan đồng liên

Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 20
Bởi vì chỉ số giá bán lẻ có quan hệ đồng biến với tỷ giá hối đoái và chỉ số MPI trong suốt
khoản thời gian khảo sát, và yếu tố sau có ảnh hưởng lớn hơn. Việc điều chỉnh KDAV có thể
hiểu là hệ số truyền dẫn trong dài hạn, nghĩa là sự phá giá 10% sẽ dẫn đến giá bán lẻ tăng lên
3.3 %. Điều này không thể được xem là một quy luật, vì kết quả này không thể là một tham
số có ý nghĩa sâu – theo như Lucas – từ một mô hình có cấu trúc. Nó chỉ ra sự truyền dẫn có
ý nghĩa, sẽ cao hơn các quốc gia khác vốn dĩ có mức độ đô la hóa thấp hơn
21
. Tuy nhiên,
kích thước của sự truyền dẫn thì không thừa nhận ảnh hưởng của lương và giá mà được tổng
hợp từ những quan sát ngẫu nhiên. Mặt khác, chỉ số giá sản xuất có hệ số điều chỉnh trong
dài hạn là 0.4, nghĩa là 40% sự thay đổi trong chỉ số MPI đóng góp cho RPI. Hệ số điều
chỉnh ý nghĩa của RPI là một dấu hiệu đúng cho thấy sự hiệu chỉnh sai số có ý nghĩa. Cần
lưu ý là tỷ giá hối đoái cũng điều chỉnh đáng kể với sự mất cân bằng. Điều này thống nhất
với quan điểm đề cập ở trên rằng tỷ giá hối đoái là một phần bên trong của chính sách tiền tệ
của Croatia, được xem như một phần của sự thả nổi có quản lý (hay không thả nổi).

5. KẾT LUẬN
Bài nghiên cứu này tập trung nghiên cứu hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá ở Croatia, có nghĩa là,
trong phạm vi mà tỷ giá thay đổi có tác động đến chỉ số giá nội địa. Phương pháp đo lường
hiệu ứng truyền dẫn là rất quan trọng vì nhiều lý do. Chính sách tiền tệ đương thời thường
nhìn nhận tỷ giá hối đoái như là một kênh chính của cơ chế truyền dẫn tiền tệ. Đặc biệt đối
với các nền kinh tế nhỏ mở cửa như Croatia, điều này đặc biệt thích hợp cho các nhà hoạch
định chính sách tiếp cận với phạm vi mà lạm phát nội địa bị tác động bởi tỷ giá hối đoái. Một
hiệu ứng truyền dẫn rộng lớn, nếu kết hợp với chỉ số giá và lương không rõ ràng (đô la hóa
thực), có thể là biểu hiện cho sự kìm hãm nghiêm trọng của tính hiệu quả của chính sách tiền
tệ và có thể cần đến sự chú ý đặc biệt vào tỷ giá. Việc thực thi chính sách tiền tệ ở Croatia có
thể mô tả là “kiểm soát nghiêm ngặt tỷ giá hối đoái” cũng là dựa trên giả định này.
Nghiên cứu đã ước lượng hệ số truyền dẫn bằng hai phương pháp. Thứ nhất là sử dụng tính
dừng, hệ Vector đệ quy mà trong đó những cú sốc của tỷ giá tác động đến chỉ số giá sản xuất

đổi trong tỉ giá lớn hơn có thể dễ dàng làm các mong đợi không còn tính ổn định nữa.
Tóm lại, những kết quả nghiên cứu khích lệ sự thay đổi dần dần khỏi chính sách cũ của mục
tiêu tỷ giá hối đoái thắt chặt. Có thể củng cố cho sự chuyển đổi chính sách kiểm soát chặt
chẽ tỷ giá trong quá khứ. Mặc dù những chú ý đã được chỉ ra ở trên, những phát hiện của
nghiên cứu này đã khẳng định Croatia không còn là một nền kinh tế bị đô la hoá hoàn toàn
và sự tác động giữa chỉ số giá và tỷ giá hối đoái đã được giới hạn trong quá khứ. Từ 1994,
qua một thời gian với mức lạm phát thấp, Ngân hàng trung ương Croatia đã thiết lập nguồn
lực mạnh và đạo luật ngân hàng trung ương đã nhận ra sự độc lập của nó và tập trung vào
mục tiêu lạm phát. Khi cơ chế giám sát được cải thiện và những quy định khôn ngoan, cẩn
trọng đã được điều chỉnh để đảm bảo rằng ngân hàng trung ương có thể kiểm soát sự rủi ro
tiền tệ và hạn chế sự tổn thương của hệ thống tài chính. Sự phát triển của thị trường tài chính
cung cấp cho người dân những công cụ phòng ngừa rủi ro tài chính. Kết quả là ảnh hưởng
của cán cân thanh toán chắc chắn sẽ trở nên kém quan trọng và sự ảnh hưởng của chính sách
tiền tệ được tăng cường.
Tuy nhiên, những phát hiện của nghiên cứu này vẫn không thể giải thích cho việc ủng hộ sự
thay đổi chính sách. Tác giả cần nhiều nghiên cứu hơn để đánh giá về sự thay đổi mà các nhà
hoạch định chính sách đang cân nhắc. Sự thành công trong quá khứ của chính sách tiền tệ
trong việc kiểm soát lạm phát và sự tổn thương dai dẳng của hệ thống tài chính trước sự thay
đổi của tý giá đã đưa ra những lý lẽ biện luận cho một cách tiếp cận bảo thủ.
Exchange Rate Pass – Through and Monetary Policy in Croatia
Nhóm 8 – Ngân hàng Đêm 4 – K21 Page 22

PHỤ LỤC
A. Hình
Hình A1: Mối quan hệ tương quan chéo giữa tỷ giá hối đoái với RPI (bản trên)
và MPI (bản dưới) Hình A2: Sản lượng sản xuất và lỗ hỏng sản lượng