BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ Tp. HCM

NGUYỄN THỊ MINH NGỌC
NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TRUYỀN
DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ ĐIỀU HÀNH CHÍNH
SÁCH TIỀN TỆ Ở VIỆT NAM
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO
TRƯỜNG ĐẠI HỌC KINH TẾ Tp. HCM

NGUYỄN THỊ MINH NGỌC
NGHIÊN CỨU MỐI QUAN HỆ GIỮA TRUYỀN
DẪN TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ ĐIỀU HÀNH CHÍNH
SÁCH TIỀN TỆ Ở VIỆT NAM
Chuyên ngành: Tài chính – Ngân hàng
Mã số: 60340201
LUẬN VĂN THẠC SĨ KINH TẾ
Người hướng dẫn khoa học: TS. Nguyễn Khắc Quốc Bảo
TP. Hồ Chí Minh – Năm 2013
LỜI CAM ĐOAN
Tác giả xin cam đoan đây là công trình nghiên cứu của riêng tác giả với sự giúp đỡ
của Thầy hướng dẫn và những người mà tác giả đã cảm ơn. Số liệu thống kê được
lấy từ nguồn đáng tin cậy, nội dung và kết quả nghiên cứu của luận văn này chưa
từng được công bố trong bất cứ công trình nào cho tới thời điểm hiện nay.
Tp. Hồ Chí Minh, tháng 09 năm 2013
Tác giả
Nguyễn Thị Minh Ngọc
MỤC LỤC
Tóm tắt 1

GSO
: Tổng cục Thống kê Việt Nam (General Statistics Office)
HP
: Hodrick Prescott
IFS
: Thống kê tài chính quốc tế (International Financial Statistics)
IMF
: Quỹ Tiền tệ quốc tế (International Money Fund)
IMP
: Chỉ số giá nhập khẩu (Import Price Index)
LM
: Lagrange Multiplier
LR
: Likelihood Ratio
NEER
: Tỷ giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực đa phương (Nominal Effective
Exchange Rate)
OECD
: Tổ chức Hợp tác và Phát triển Kinh tế (Organization for Economic
Cooperation and Development)
OLS
: Phương pháp ước lượng bình phương bé nhất (Ordinary Least Squares)
PP
: Phillips – Perron
PPI
: Chỉ số giá sản xuất (Production Price Index)
REER
: Tỷ giá hối đoái thực hiệu lực đa phương (Real Effective Exchange Rate)
SC
: Schowarz Information Criterion

Hình 3.1: Diễn biến lạm phát của Việt Nam từ tháng 1/2001 đến tháng 12/2012 26
Hình 4.1: Kết quả kiểm định AR Roots 34
Hình 4.2: Phản ứng của chỉ số giá nhập khẩu IMP với cú sốc 1% thay đổi trong
phần dư phương trình hồi quy NEER 35
Hình 4.3: Phản ứng của chỉ số giá sản xuất PPI với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER 37
Hình 4.4: Phản ứng của chỉ số giá tiêu dùng CPI với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER 37
Hình 4.5: Tổng hợp phản ứng của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER 38
Hình 4.6: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn trước
(1/2001 – 10/2007) 40
Hình 4.7: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn sau
(11/2007 – 12/2012) 40
Hình 4.8: Tổng hợp phản ứng của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER – Thứ tự Cholesky thay thế 1 43
Hình 4.9: Tổng hợp phản ứng của các chỉ số giá với cú sốc 1% thay đổi trong phần
dư phương trình hồi quy NEER – Thứ tự Cholesky thay thế 2 44
Hình 4.10: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn trước
(1/2001 – 10/2007) – Thứ tự Cholesky thay thế 1 44
Hình 4.11: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn sau
(11/2007 – 12/2012) – Thứ tự Cholesky thay thế 1 45
Hình 4.12: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn trước
(1/2001 – 10/2007) – Thứ tự Cholesky thay thế 2 45
Hình 4.13: Kết quả phân rã phương sai biến chỉ số giá tiêu dùng – giai đoạn sau
(11/2007 – 12/2012) – Thứ tự Cholesky thay thế 2 46
1
Tóm tắt
Bài nghiên cứu này tìm hiểu mối quan hệ giữa truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả
trong nước và việc điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt Nam.

vấn đề về độ nhạy cảm của lạm phát trong nước đối với các cú sốc, trong đó có cú
sốc tỷ giá hối đoái ngày càng thu hút sự quan tâm của các nhà hoạch định chính
sách và các nhà nghiên cứu. Tuy nhiên, số lượng các nghiên cứu về chủ đề này ở
Việt Nam vẫn còn ít, ví dụ như Võ Văn Minh (2009), Bạch Thị Phương Thảo
(2011), Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012), Nguyễn Thị Ngọc Trang và Lục Văn
Cường (2012), đặc biệt, vẫn chưa có nghiên cứu nào về mối quan hệ giữa hiệu ứng
truyền dẫn tỷ giá hối đoái và điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt
Nam.
3
Luận văn này nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá
hối đoái và điều hành chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát ở Việt Nam, bằng cách
sử dụng mô hình véc tơ tự hồi quy, nghiên cứu trong chuỗi dữ liệu từ tháng 1 năm
2001 đến tháng 12 năm 2012. Cụ thể, luận văn này trả lời cho các câu hỏi sau: (1)
Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối đoái ở Việt Nam thay đổi như thế nào khi điều hành
chính sách tiền tệ kiểm soát lạm phát thay đổi? (2) Hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá hối
đoái ở Việt Nam thay đổi như thế nào dọc theo chuỗi giá cả?
Để trả lời cho mục tiêu nghiên cứu này, chuỗi dữ liệu được phân thành hai mẫu nhỏ
để có thể so sánh cơ chế truyền dẫn ở hai giai đoạn. Mẫu thứ nhất gồm các quan sát
từ tháng 1 năm 2001 đến tháng 10 năm 2007. Mẫu thứ hai gồm các quan sát từ
tháng 11 năm 2007 đến tháng 12 năm 2012.
Phần còn lại của luận văn được trình bày như sau: phần 2 tổng quan các kết quả
nghiên cứu trước đây, phần 3 trình bày phương pháp nghiên cứu và mô tả dữ liệu,
phần 4 trình bày kết quả nghiên cứu và phần 5 là kết luận.
4
2.Tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây
Truyền dẫn tỷ giá hối đoái (Exchange Rate Pass-Through - ERPT) được định nghĩa
là “phần trăm thay đổi trong giá nhập khẩu tính bằng đồng nội tệ khi tỷ giá giữa các
nước xuất khẩu và nước nhập khẩu thay đổi 1%” (Goldberg và Knetter (1997)). Tuy
nhiên, những thay đổi trong giá nhập khẩu, trong một số chừng mực cũng truyền
dẫn đến các chỉ số giá cả khác, như giá sản xuất hay giá tiêu dùng. Do đó, hầu hết

Nguồn: Lafleche (1996)
Sụt giảm tỷ giá
Kênh trực tiếp
Kênh gián tiếp
Giá đầu vào
nhập khẩu tăng
Giá hàng hóa
nhập khẩu tăng
Nhu cầu nội
địa đối với
hàng hóa nội
địa tăng
Nhu cầu nước
ngoài đối với
hàng hóa nội
địa tăng
Chi phí sản xuất
tăng
Sản xuất hàng hóa thay thế
nội địa tăng
Giá tiêu dùng tăng
6
Các bài nghiên cứu, cả lý thuyết và thực nghiệm, về truyền dẫn tỷ giá hối đoái lên
chỉ số giá cả được thực hiện cho nhiều quốc gia khác nhau, các ngành công nghiệp
khác nhau, dữ liệu khác nhau, mốc thời gian khác nhau, và cả những mô hình
nghiên cứu khác nhau. Nếu lấy yếu tố mô hình nghiên cứu làm tiêu chí để phân
chia, có thể thấy rõ hai xu hướng: gồm các bài nghiên cứu dùng mô hình hồi quy
đơn phương trình, và các bài nghiên cứu với mô hình hồi quy đa phương trình.
Hồi quy đơn phương trình
Từ năm 1989 đã có bài nghiên cứu sử dụng phương pháp hồi quy đơn phương trình

tỷ giá hối đoái vào giá nhập khẩu của 25 quốc gia thuộc Tổ chức hợp tác và phát
triển kinh tế (OECD) từ năm 1975 đến 1999. Trong ngắn hạn, mức độ truyền dẫn
trung bình ở các nước này là 0.61% và trong dài hạn là 0.77%. Trong đó, Mỹ là
nước có độ truyền dẫn thấp nhất trong khối OECD, xấp xỉ 0.26% trong ngắn hạn và
0.41% trong dài hạn. Ngoài ra, bài nghiên cứu cũng đưa ra kết luận phù hợp với kết
quả của Choudhri và Hakura (2001): mức độ truyền dẫn tỷ giá là nhỏ hơn đối với
những nước có tỷ lệ lạm phát trung bình thấp và độ biến động tỷ giá nhỏ.
Một nghiên cứu sử dụng mô hình đơn phương trình có thể kể đến nữa là của
Campa, Goldberg và Minguez (2005), nghiên cứu sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào
giá nhập khẩu ở khu vực châu Âu thông qua phân tích thực nghiệm trong suốt 15
năm, và đưa ra kết luận ủng hộ nghiên cứu của mình trước đó (năm 2002), đó là
trong ngắn hạn, truyền dẫn tỷ giá có độ lớn cao (khoảng 0.66%), mức độ truyền dẫn
là khác nhau giữa các ngành công nghiệp và các quốc gia, còn trong dài hạn mức độ
truyền dẫn cao hơn và gần bằng 1%. Tuy nhiên, các tác giả vẫn chưa tìm thấy bằng
chứng thuyết phục rằng sự ra đời của đồng Euro gây ra sự thay đổi trong mức độ
truyền dẫn của tỷ giá vào giá cả.
Hồi quy đa phương trình
Với lập luận cho rằng phương pháp hồi quy đơn phương trình gặp phải vấn đề khi
chỉ xem xét mối quan hệ một chiều từ tác động của các cú sốc bên ngoài (trong đó
có tỷ giá) lên mặt bằng giá cả, trong khi phớt lờ khả năng giá cả cũng có thể tác
động ngược lại, nhiều nhà nghiên cứu đã dùng mô hình hồi quy đa phương trình để
thay thế. Các bài nghiên cứu thuộc nhóm này đa số dùng mô hình véc tơ tự hồi quy
(VAR) hoặc mô hình véc tơ hiệu chỉnh sai số (VECM), sử dụng hàm phản ứng
xung (impulse response function), phân rã phương sai (variance decomposition) và
8
phân rã lịch sử (historical decomposition) để làm rõ mục tiêu nghiên cứu của mình,
tiêu biểu như:
McCarthy (2000) dùng mô hình thực nghiệm là VAR nghiên cứu ERPT theo chuỗi
phân phối giá tại 9 nền kinh tế phát triển cho thời kỳ hậu Bretton Woods (1976 –
1998). Bài nghiên cứu tập trung vào tác động của cú sốc bên ngoài (gồm tỷ giá và

ngoại trừ Indonesia, cũng chỉ duy nhất Indonesia là truyền dẫn hoàn toàn cú sốc bên
ngoài từ giá sản xuất sang giá tiêu dùng, và sự truyền dẫn ở các nước là khá tương
đồng trước và sau khi thay đổi chính sách tỷ giá sau khủng hoảng.
Thêm một nghiên cứu tiêu biểu nữa là của Zorzi, Hahn và Sanchez (2007), đo lường
mức độ truyền dẫn tỷ giá lên giá cả trong nước bằng cách sử dụng VAR cho 12 thị
trường mới nổi ở châu Á, Mỹ La tinh, Trung và Tây Âu. Dữ liệu theo quý từ 1975 –
2004. Kết quả: ở châu Âu, truyền dẫn vào giá tiêu dùng được tìm thấy là thấp sau cả
4 và 8 quý, mức độ truyền dẫn rất thấp ở Mỹ cả về giá nhập khẩu và giá tiêu dùng.
Đặc biệt hơn, bài này đưa ra những bằng chứng một phần đi ngược lại với những
hiểu biết thông thường về ERPT (rằng truyền dẫn cú sốc tỷ giá lên giá nhập khẩu và
giá tiêu dùng ở các nước mới nổi thì luôn luôn cao hơn ở các nước phát triển) đó là:
đối với các nước mới nổi với lạm phát chỉ ở mức một con số (đa phần ở châu Á),
truyền dẫn lên giá nhập khẩu và giá tiêu dùng được nhận thấy là nhỏ và không khác
mấy mức độ truyền dẫn ở các nước phát triển.
Như vậy, điểm qua các bài nghiên cứu có thể thấy nhiều điểm chung trong
kết quả, như:
• Truyền dẫn cú sốc tỷ giá vào chỉ số giá cả là không hoàn toàn;
• Mức độ truyền dẫn là thấp trong ngắn hạn, cao hơn và gần giá trị 1 trong dài
hạn;
• Truyền dẫn vào giá nhập khẩu nhanh hơn vào giá tiêu dùng;
• Mức độ truyền dẫn là khác nhau giữa các quốc gia và các ngành công
nghiệp;
• Có bằng chứng thống kê cho thấy nhiều quốc gia đang trải qua sự sụt giảm
chung trong hiệu ứng truyền dẫn tỷ giá trong hơn hai thập kỷ qua (Mishkin
(2008));
• Có nhiều yếu tố tác động đến mức độ truyền dẫn tỷ giá, như:
10
(i) Môi trường lạm phát (truyền dẫn sẽ lớn trong môi trường lạm phát cao –
Taylor (2000), Choudhri và Hakura (2001), Campa và Goldberg (2002),
Zorzi, Hahn và Sanchez (2007));

phi dầu mỏ, 5% phương sai của giá sản xuất và 3% phương sai của giá tiêu dùng.
Nếu như các nghiên cứu kể trên tiếp cận chuỗi giá cả theo dây chuyền phân phối, thì
nghiên cứu của Landau và Skydelny (2009) lại tiếp cận chuỗi giá cả theo quy trình
sản xuất liên ngành. Bài nghiên cứu đã cung cấp những quan sát sâu bên trong quá
trình truyền dẫn cú sốc giá cả hàng hóa (giá hàng hóa năng lượng và giá hàng hóa
phi năng lượng) và cú sốc tỷ giá lên giá cả các khu vực ngành khác nhau như thế
nào. Ý tưởng về truyền dẫn đi theo quy trình: cú sốc bên ngoài 󽟡 giá sản xuất hàng
năng lượng 󽟡 giá sản xuất hàng trung gian 󽟡 giá sản xuất hàng tiêu dùng 󽟡 giá
tiêu dùng (giá tiêu dùng hàng thực phẩm chế biến, giá tiêu dùng hàng phi năng
lượng, giá tiêu dùng hàng dịch vụ). Kết quả thực nghiệm cho thấy cú sốc tỷ giá hối
đoái của đồng Euro không những có tác động trực tiếp lên hầu hết các chỉ số giá
tiêu dùng thành phần (giá tiêu dùng hàng thực phẩm chế biến, giá tiêu dùng hàng
phi năng lượng, giá tiêu dùng hàng dịch vụ), mà còn tác động gián tiếp thông qua
các chỉ số giá sản xuất thành phần (giá sản xuất hàng năng lượng, giá sản xuất hàng
trung gian, giá sản xuất hàng tiêu dùng) và một lần nữa cùng kết luận: truyền dẫn tỷ
giá giảm dần dọc chuỗi giá cả
5
. Mặc dù nghiên cứu của Landau và Skudelny (2009)
đã thực sự đưa ra nhiều điểm mới trong hướng tiếp cận chuỗi giá cả, nhưng tác giả
5
Cụ thể: Đối với giá sản xuất: 1% gia tăng trong NEER: tác động mạnh nhất lên giá sản xuất năng
lượng, với tác động khoảng 0.47% sau 4 quý, tác động càng ngày càng yếu hơn khoảng 0.35% sau
5 quý lên giá sản xuất hàng hóa trung gian, và 0.15% sau khoảng 8 quý đối với giá sản xuất hàng
hoá tiêu dùng. Đối với giá tiêu dùng, tác động truyền dẫn là khá tương tự cho giá tiêu dùng hàng
thực phẩm chế biến và giá tiêu dùng hàng phi năng lượng với sự tác động vào khoảng 0.10% sau
16 quý, và giá tiêu dùng dịch vụ khoảng 0.8%.
12
chỉ mới dừng lại ở việc phân tích kỹ các chỉ số giá sản xuất thành phần, còn mối
liên kết giữa các nhóm chỉ số giá tiêu dùng thành phần chưa được xem xét.
Như vậy, trong số ít các bài nghiên cứu về ERPT theo chuỗi giá cả đều có chung

setting) và cạnh tranh độc quyền. Bởi vì các công ty thiết lập giá trước một khoảng
thời gian, nên nếu công ty nhận thấy việc chi phí gia tăng (do nội tệ giảm giá hay lý
do khác) trở nên dai dẳng hơn, công ty sẽ định giá cao hơn. Một quốc gia với môi
trường lạm phát cao hơn có khuynh hướng có chi phí dai dẳng hơn, do đó, môi
trường lạm phát cao có khuynh hướng làm tăng truyền dẫn tỷ giá.
Lý thuyết này đã nhận được sự đồng tình của đông đảo các nhà nghiên cứu sau này,
như: Choudhri và Hakura (2001), Gagnon và Ihrig (2004)
6
, và Zorzi, Hahn và
Sanchez (2007). Mishkin (2008), khi điểm qua tất cả các bài nghiên cứu trước đó,
cũng nhận thấy mối tương quan giữa sự thay đổi tỷ giá và chỉ số giá cả là thấp qua
hai thập kỷ gần đây tại một nhóm các quốc gia đang theo đuổi chính sách tiền tệ ổn
định và có thể dự báo trước (stable and predictable monetary policies). Thậm chí là
ở các nước nơi trước đây cho thấy mối tương quan cao giữa lạm phát và cú sốc tỷ
giá, cũng đã trải qua việc giảm hiệu ứng truyền dẫn đáng kể, khi cải thiện các chính
sách tiền tệ của mình. Gagnon và Ihrig (2004) lý giải rõ hơn là do khi các công ty
mong đợi các nhà điều hành chính sách tiền tệ hành động mạnh mẽ để ổn định tỷ lệ
lạm phát nội địa, thì các công ty này ít có khuynh hướng thay đổi giá cả trước một
cú sốc tỷ giá hối đoái.
6
Gagnon và Ihrig (2004) tìm thấy bằng chứng chứng tỏ hành vi chính sách tiền tệ cũng là một yếu
tố làm giảm ERPT khi đo lường tác động truyền dẫn lên giá tiêu dùng cho 20 nước công nghiệp từ
giai đoạn 1971 – 2003. Mức độ truyền dẫn trung bình của toàn giai đoạn là 0.23. Tuy nhiên, khi tác
giả chia mẫu làm hai giai đoạn nhỏ, khi các nước chuyển sang điều hành chính sách tiền tệ tập
trung mạnh vào ổn định lạm phát, thì nhận thấy mức độ truyền dẫn giảm đáng kể. Cụ thể, mức độ
truyền dẫn cho giai đoạn ban đầu là 0.16, đến giai đoạn thứ hai là 0.05.
14
Ngoài ra, nhiều nhà nghiên cứu đã phân tích mối quan hệ giữa ERPT và lạm phát
mục tiêu – một trong những chính sách tiền tệ đang được quan tâm hiện nay, như
Mishkin và Hebbel (2007), Coulibaly và Kempf (2010). Hai nghiên cứu này đều đi

Việt Nam từ 2001 đến 2011 và liệt kê nhiều nguyên nhân có khả năng ảnh hưởng
đến mức độ lạm phát cao ở Việt Nam trong những năm trở lại đây.
Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012) nghiên cứu sự truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào các
chỉ số giá ở Việt Nam, đồng thời xem xét các yếu tố tác động đến độ lớn của truyền
dẫn tỷ giá hối đoái, như: (1) quy mô nền kinh tế, (2) độ mở nền kinh tế, (3) mức độ
bất ổn tỷ giá hối đoái, (4) cú sốc dai dẳng của tỷ giá hối đoái, (5) mức độ bất ổn
tổng cầu, (6) lạm phát lâu dài và (7) môi trường chính sách tiền tệ. Giai đoạn nghiên
cứu bắt đầu từ quý 1 năm 2001 đến quý 4 năm 2011. Kết quả cho thấy mức độ
truyền dẫn giảm dọc theo chuỗi giá cả, sử dụng hệ số tương quan thứ hạng
Spearman cho thấy môi trường chính sách tiền tệ, mà đại diện là cung tiền M2 có
tương quan cùng chiều với độ lớn truyền dẫn.
Nguyễn Thị Ngọc Trang và Lục Văn Cường (2012), bên cạnh việc xem xét sự
truyền dẫn tỷ giá hối đoái vào giá cả, còn nghiên cứu xem sự truyền dẫn này có bất
cân xứng hay không – điều mà các nghiên cứu trước đây chưa đề cập đến. Các tác
giả đã nghiên cứu qua hai giai đoạn truyền dẫn: giai đoạn 1 là sự truyền dẫn từ tỷ
giá hối đoái vào giá nhập khẩu, giai đoạn 2 là sự truyền dẫn từ tỷ giá và giá nhập
khẩu vào giá nội địa. Các kết quả về mức độ truyền dẫn phù hợp với nghiên cứu của
Trần Ngọc Thơ và cộng sự (2012) và Bạch Thị Phương Thảo (2011). Về tính bất
cân xứng, bài nghiên cứu phát hiện rằng không có sự truyền dẫn bất cân xứng từ tỷ
giá hối đoái danh nghĩa hiệu lực đến chỉ số giá nhập khẩu khi có sự biến động lớn
và biến động nhỏ trong tỷ giá hối đoái.
Mở rộng hướng nghiên cứu hơn, Trần Ngọc Thơ và Nguyễn Hữu Tuấn (2013) tìm
hiểu về cơ chế truyền dẫn chính sách tiền tệ ở Việt Nam qua hai giai đoạn trước và
sau khi Việt Nam gia nhập WTO, tiếp cận theo mô hình SVAR. Chính sách tiền tệ
được phân tích qua hai kênh truyền dẫn, đó là kênh truyền dẫn lãi suất và kênh
truyền dẫn tỷ giá hối đoái. Kết quả cho thấy kênh lãi suất tạo ra phản ứng trễ đối với
biến lạm phát trong khi tỷ giá hối đoái lại có phản ứng ngay tức thì, từ đó có thể kết
luận lạm phát ở Việt Nam nhạy cảm hơn đối với kênh tỷ giá hối đoái.
16
3.Phương pháp nghiên cứu

+
1t
y
2t
= a
20
+ a
21
y
1(t-1)
+ a
22
y
2(t-1)
+
2t
Trong đó, y
1t,
y
2t
là các chuỗi dừng, các sai số ngẫu nhiên
1t
,
2t
là các nhiễu trắng
và không tương quan với nhau.
Hệ phương trình trên có thể viết dưới dạng ma trận :
Y
t
= A

t-1
+ + A
p
Y
t-p
+
t
(1)
Trong đó : Y
t
= (Y
1t
, …, Y
mt
) ; A
0
: ma trận cấp mx1 ; A
1,
…A
p
: ma trận cấp mxm.
Có thể thấy rằng mô hình này không có vấn đề về tính nội sinh của các biến giải
thích, nên phương pháp bình phương bé nhất (OLS) sẽ được áp dụng để ước lượng
các hệ số trong mô hình.
Tuy nhiên, mô hình VAR rút gọn cho rằng một biến chỉ chịu tác động của độ trễ của
chính nó và độ trễ của biến khác trong quá khứ và giả định không chịu tác động bởi
các biến khác tại thời điểm t. Điều này thực sự chưa hợp lý theo các lý thuyết kinh
tế, ví dụ như chỉ số giá không những phụ thuộc vào biến động tỷ giá hối đoái trong
quá khứ, mà còn phụ thuộc vào biến động tỷ giá hối đoái ở thời điểm hiện tại. Từ
đó, mô hình VAR cấu trúc khắc phục hạn chế này.

y
1(t-1)
+ b
23
y
2(t-1)
+
2t
Hệ phương trình trên có thể viết dưới dạng ma trận :
Y
t
= B
0
+ B
1
Y
t
+ B
2
Y
t-1
+
t
Với :B
0
=
b
b
; B
1

t
(2)
Trong đó : Y
t
= (Y
1t
, …, Y
mt
) ; B
0
: ma trận cấp mx1 ; B
1,
…B
p
: ma trận cấp mxm.